Artículos

El impacto de los elementos de la justicia restaurativa en la resiliencia familiar de las personas privadas de libertad en los centros penitenciarios de Topo Chico y Santiago de Veraguas.

Impact of the elements of restorative justice on family resilience of people deprived of liberty in Topo Chico and Santiago de Veraguas penitentiary centers.

Cantizani Maillo, Rafael

Rafael Cantizani Maillo

rcantizani92@gmail.com

Centro Maria Sibylla Merian de Estudios Latinoamericanos Avanzados (CALAS) México

Eirene Estudios de Paz y Conflictos

Asociación Eirene, Estudios de Paz y Conflictos A. C, México

ISSN: 2594-2883

Periodicidad: Semestral

vol. 3, núm. 5, 2020

contacto@estudiosdepazyconflictos.com

Recepción: 13 Octubre 2020

Aprobación: 12 Noviembre 2020

URL: http://portal.amelica.org/ameli/journal/183/18322611832261006/

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Resumen: El fracaso de los sistemas penitenciarios mexicanos y panameños es debido, en parte, a que las metodologías de trabajo de los programas de reinserción social de los lugares estudiados no contemplan el potencial resiliente de las familias de las personas privadas de libertad, centrándose, hasta los estadios finales del proceso, exclusivamente en el individuo. Es por ello por lo que este estudio se cimentó principalmente en las teorías de la justicia restaurativa y en la de la resiliencia, teniendo como nexo a las teorías secundarias del vínculo y el apoyo social. El objetivo de esta investigación fue el conocer cuál es el impacto que tienen los elementos de la justicia restaurativa en la resiliencia familiar de las personas privadas de libertad de ambos escenarios. A través de un estudio cuantitativo de carácter explicativo, que utilizó como instrumento de recolección de datos la encuesta tipo escala de Likert, aplicada a personas privadas de libertad en el ya clausurado CEPRERESO Topo Chico de Monterrey, México, y del Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas, en Panamá, se pudo concretar que la reparación del daño es el elemento principal de la justicia restaurativa que favorece el proceso de resiliencia familiar en el contexto penitenciario.

Palabras clave: Justicia restaurativa, resiliencia familiar, personas privadas de libertad.

Abstract: The failure of the Mexican and Panamanian correctional systems is due, in part, to the fact that the work methodologies of the social reintegration programs of the places studied do not contemplate the resilient potential of the families of people deprived of liberty, focusing, even on the final stages of the process, exclusively in the individual. That is why this study was mainly based on restorative justice and resilience theories, having as a link to the secondary theories of bond and social support. The objective of this research was to find out what impact the elements of restorative justice have on the family resilience of people deprived of liberty in both settings. Through a quantitative study of an explanatory nature, which used the Likert scale survey as a data collection instrument, applied to persons deprived of liberty in the already closed CEPRERESO Topo Chico in Monterrey, Mexico, and in the Santiago penitentiary center. Veraguas, in Panama, it was possible to specify that repairing the harm is the main element of restorative justice that favors the process of family resilience in the correctional context.

Keywords: Restorative justice, family resilience, people deprived of liberty.

1. Introducción

El artículo 18 de la Constitución Política de los Estados Unidos Mexicanos y el artículo 28 de la Constitución Política de la República de Panamá establecen que el objetivo primordial de los sistemas penitenciarios de estos países es la reinserción social de aquellas personas que han sido condenadas a cumplir con una pena privativa de libertad. Sin embargo, distintas fuentes que abordan la reincidencia delictiva en ambos lugares muestran que los dos sistemas penitenciarios fracasan en la consecución de este objetivo, puesto que, para 2017, el 23% de las personas privadas de libertad—en adelante PPL—de México habían estado recluidos en un centro penitenciario con anterioridad (IMP, 2019), mientras que Panamá, en su último informe de 2015, la cifra de reincidentes en la población penitenciaria panameña era de un 45% (Ministerio de Gobierno, 2015).

Las causas de ambos fracasos son muy diversas, y entre ellas se podrían destacar el poco apoyo que ambos sistemas penitenciarios reciben por parte de los gobiernos, lo que se traduce en una falta crónica de recursos económicos y humanos, la corrupción institucional, las diferentes formas de violencia que se viven en los centros penitenciarios, la estigmatización social hacia el mundo penitenciario, etc. Pero la causa que se relaciona con el problema de investigación se encuentra en las legislaciones penitenciarias de estos países, en concreto, en lo concerniente a la reinserción social de la PPL.

En la Ley Nacional de Ejecución Penal de 2016 de México y en su homónima de Panamá, la Ley 55 que organiza el Sistema Penitenciario de 2003, queda establecido que las actividades educacionales y capacitaciones laborales de los programas de reinserción social deben ser aplicados a la PPL de manera individual. Por ello, dichos programas dejan de lado las redes primarias de apoyo social de la PPL hasta los momentos finales del desarrollo de la condena, aun cuando, en la mayoría de las ocasiones, son el principal sostén de la PPL durante su permanencia en el centro penitenciario (Markson, Lösel, Souza, & Lanskey, 2015).

Contrarias a una concepción de la reinserción social como proceso individual, se pueden encontrar estudios académicos que identifican a la familia de la PPL como la columna vertebral de las redes primarias de apoyo social, resaltando que la existencia de resiliencia en el grupo familiar de la PPL es un elemento que favorecen a la reinserción social (Cerda Pérez, 2015). Esta afirmación ha sido puesta en práctica por terceros países, como son Australia o Nueva Zelanda, cuyas legislaciones sí identifican a la familia de la PPL como víctima secundaria de la comisión de un delito, por lo que reconocen el derecho de la familia a participar en un proceso de justicia restaurativa junto al miembro familiar privado de libertad. El facilitar la resiliencia del grupo familiar a través de procesos restaurativos ha impactado de manera positiva en los procesos de reinserción social de estos países (Zehr, 2007).

No obstante, la Ley General de Víctimas de 2017 de México y la Ley 31 de Protección de las Víctimas del Delito 1998 de Panamá no reconocen a la familia de la PPL como víctima—ni directa ni indirecta—de la comisión de un delito, lo que se traduce en que la familia de la PPL no puede participar como parte activa en un proceso de justicia restaurativa. Además, el papel de la familia de la PPL durante el proceso de reinserción social es limitado, puesto que solo se reconoce el derecho a visitar al familiar privado de libertad y a recibir notificaciones del estado de salud de este, tal y como se observa en la Ley Nacional de Ejecución Penal de 2017 de México y la Ley 55 que organiza el Sistema Penitenciario de 2003 de Panamá, dejando a un lado el hecho de que la resiliencia familiar es uno de los factores que favorecen la reinserción social de la PPL.

Ante el contexto anteriormente descrito, esta investigación se justifica en la urgente necesidad de explorar las estrategias alternativas para mejorar los resultados de reinserción social del sistema penitenciario mexicano y panameño, fortaleciendo el rol de los familiares en dicho proceso y poniendo en práctica las vías alternativas de hacer justicia, en este caso, los elementos de la justicia restaurativa. En este sentido, se identifica la necesidad de estudiar los procesos de resiliencia de las PPL y sus familias, ya que son los familiares quienes conforman el primer grado de la comunidad y que quedan identificados como víctimas indirectas de la comisión de un delito y el posterior ingreso en prisión de un miembro de la familia.

Por tanto, la problemática de esta investigación se identificó como el desconocimiento del potencial restaurativo inherente a la resiliencia familiar de la PPL en México y Panamá durante el desarrollo de los procesos de reinserción social, y la pregunta de investigación quedó definida como: ¿cómo impactan los elementos de la justicia restaurativa en la existencia de una resiliencia familiar de la PPL?

El objetivo general quedó establecido en conocer la probabilidad de impacto de los elementos de la justicia restaurativa en la existencia de la resiliencia familiar de la PPL. Además, como objetivos específicos se establecieron el jerarquizar los elementos de la justicia restaurativa que, según su importancia e impacto, ayuden a la resiliencia familiar de las PPL y determinar si el fenómeno estudiado se repite en otros contextos latinoamericanos que comparten la misma problemática.

Para alcanzar estos objetivos, se realizó un estudio cuantitativo de carácter comparativo con idea de explorar patrones o similitudes en dos contextos latinoamericanos, el mexicano y el panameño. La elección de estos dos escenarios se basó en que en ambos casos hubo una reforma al sistema judicial en 2008 donde se experimentó una transición de un sistema de corte inquisitivo a uno de carácter acusatorio, además de que los dos países cuentan con legislaciones que permiten la aplicación de los métodos y vías alternativas de hacer justicia y prácticas restaurativas.

La estructura de este documento consta del marco teórico, la metodología empleada en el estudio cuantitativo comparado, los resultados obtenidos durante el análisis de la información recolectada, así como las conclusiones y recomendaciones finales.

2. Marco Teórico

La justicia restaurativa fue la principal teoría de esta investigación. Dicha teoría nos habla de la existencia de una justicia alternativa, complementaria a la justicia retributiva (Hernández Pliego, 2014), que permite a las partes involucradas en la comisión de un delito—victimario, víctima y comunidad de ambos—el poder resolver por ellas mismas los daños causados por estos. Los elementos de esta justicia restaurativa quedan identificados como la reparación del daño a la víctima, el apoyo de la comunidad de la víctima y del victimario, así como el perdón interpersonal que pueda surgir durante el proceso. Estos elementos, en conjunto, buscan que la solución al daño ocasionado por la comisión de un delito sea establecida a través del diálogo por todos aquellos que se vieron afectados de manera directa o indirecta (Pranis, 2009; Zehr, 2007).

Para relacionar de manera clara a los elementos de la justicia restaurativa con el ámbito que atañía a esta investigación, se utilizaron otras tres teorías de carácter secundario. En primer lugar, la teoría del apoyo social de Nan Lin, que expone cómo los seres humanos necesitan contar con personas de confianza, la existencia de redes sociales y de un sentimiento de comunidad para poder desarrollarse en sociedad (Aranda & Pando, 2013).

En segundo lugar, la teoría del control social—o de los vínculos sociales— de Travis Hirschi (2001) que evidencia como la existencia o ausencia de lazos afectivos con otras personas incide en la toma de decisiones ante la posibilidad de cometer actos delictivos. Según Hirschi, una persona con relaciones débiles o quebrantadas con sus redes sociales y su comunidad será más propensa a cometer delitos.

En último lugar la teoría de la resiliencia, aplicada a las ciencias sociales por autores como Viktor Frankl, Borys Cyrulnik o Norman Garmezy, resalta la capacidad individual y colectiva del ser humano para aprender de las experiencias adversas y de reforzarse tras vivir situaciones traumáticas que causaron un gran sufrimiento físico o psicológico (Becoña, 2006; Gómez & Kotliarenco, 2010).

Por tanto, y gracias a estas bases teóricas, se identificó a los elementos de la justicia restaurativa citados anteriormente como las variables independientes, mientras que la resiliencia familiar quedó como la variable dependiente de este estudio cuantitativo, tal y como refleja la siguiente figura:

Figura 1
Variables de estudio

La figura ilustra la relación entre las variables independientes, los elementos de la justicia restaurativa, y la variable dependiente definida como resiliencia familiar.

La primera de las variables independientes, la reparación del daño es una conocida figura jurídica con el que el victimario puede compensar—en moneda, en especie o en trabajo—el daño sufrido por la víctima de una acción ilícita (Nanclares Márquez & Gómez Gómez, 2017). No obstante, este concepto varía si lo abordamos desde el campo de la justicia restaurativa, que entiende al mismo como como un proceso que comienza con el cambio de conducta del victimario, en el que este se responsabiliza por el daño cometido. Esta aceptación viene acompañada por un interés genuino en la víctima de sus actos, así como de un intento de acercamiento a la misma para tratar de disminuir la inseguridad y el daño sufridos a raíz de la comisión del delito (Maruna, 2001; Zehr, 2007).

La segunda variable independiente, el apoyo familiar, es la adaptación del elemento de apoyo de la comunidad al tema que atañe a esta investigación, al identificar a la familia de la PPL como la comunidad primera de apoyo durante el cumplimiento de condena (Cerda Pérez, 2015; Gracia & Herrero, 2006; Sánchez Urios, 2006). Se entiende entonces al apoyo familiar como el interés colectivo expuesto por los familiares de la PPL a las necesidades surgidas durante su permanencia en un centro penitenciario.

La última variable independiente, el perdón interpersonal, se entiende como el proceso de transformación cognitiva experimentado por la víctima en el que esta puede llegar a desarrollar una empatía con el victimario, entendiendo las razones por las que cometió el daño. Dicha empatía permite que la víctima experimente un cambio de percepción sobre el victimario, llegando librar es este de su deuda moral (McCullough, Rachal, & Worthington, 1997; Pertejo Rivas, 2014; Rocha, Amarís, & López-López, 2017). Cabe señalar que este elemento no es considerado esencial por algunos autores en un proceso de justicia restaurativa (Zehr, 2007), sin embargo, otros autores apuntan que la manifestación de un perdón interpersonal es un elemento esencial para poder considerar completo un proceso de justicia restaurativa (Armour & Umbreit, 2004; Braithwaite, 2016; De la Rosa Vázquez & Cabello Tijerina, 2016).

Por su parte, la resiliencia familiar quedó identificada como la variable dependiente de este estudio, entendiéndola como un proceso—individual o colectivo—de aprendizaje y adaptación de aquellas personas que experimentan una rotura abrupta de su normalidad debido a una crisis. En el caso específico de este estudio, dicha resiliencia es vivida por un grupo familiar que sufre la ausencia de uno de sus miembros por el cumplimiento de una pena privativa de libertad. Según se desarrolla en el tiempo esta crisis, el grupo familiar crea, refuerza o renueva sus creencias y sus valores morales compartidos con el fin de poder superar dicha crisis (de Andrade Seidl & da Cruz Benetti, 2011; Walsh, 2005).

3. Metodología

Para poder conocer la probabilidad de impacto de los elementos de la justicia restaurativa en la existencia de la resiliencia familiar de la PPL y jerarquizarlos según su importancia, se realizó un estudio cuantitativo explicativo (Müggenburg Rodríguez & Pérez Cabrera, 2007) en el CEPRERESO Topo Chico de Monterrey. Para determinar si el fenómeno estudiado en la muestra mexicana se repite en otro contexto latinoamericano que comparte la misma problemática, el instrumento cuantitativo explicativo también fue desplegado en el Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas, en Panamá, con la finalidad de poder contrastar la información obtenida en ambas localizaciones[1]. El instrumento de recolección de datos utilizado fue la encuesta tipo escala de Likert y el método principal de análisis para los datos obtenidos fue la regresión logística binaria múltiple.

3.1 Población y muestra

Con respecto a la población de estudio en México, en marzo del 2018 había 3097 PPL varones en el CEPRERESO Topo Chico de Monterrey. De estos, 746 asistían a los cursos de reinserción social ofertados por el área de psicología y criminología de dicho centro penitenciario. De estos 746 PPL, 350 accedieron de manera voluntaria a participar en una encuesta previa para poder identificar a aquellas PPL que correspondían con el perfil de la investigación. Finalmente, la población de la primera parte de estudio (N) se fijó en una cifra total de 294 PPL. Con respecto a la población de estudio en Panamá, en el Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas, en octubre del 2018, había 475 PPL, de los cuales 205 llevaban a cabo tareas de reinserción social, por lo que la población (N) quedó fijada en esta cifra.

Para definir la muestra se utilizó el método de Muestreo Aleatorio Simple—con un margen de error del 5% y una confiabilidad del 95%—dando como resultado una muestra (n) de 167 PPL para el CEPRERESO Topo Chico y una muestra (n) de 134 para el centro penitenciario de Santiago de Veraguas, obtenidas a través de la siguiente fórmula:

No obstante, fue posible realizar más encuestas en los dos escenarios de estudio, dando como resultado una disminución en el error estándar, en ambos casos, menor al 5% inicial, tal como se refleja en las siguientes tablas:

Tabla 1

Estadísticas de confiabilidad de la muestra del CEPRERESO Topo Chico

CEPRERESO Topo Chico
Confiabilidad | Error de estimación | n
95% | 4.70% | 214

Nota. Resultados de confiabilidad de la muestra del CEPRERESO Topo Chico

Tabla 2

Estadísticas de confiabilidad de la muestra del centro penitenciario Santiago de Veraguas

Centro Penitenciario Santiago de Veraguas
Confiabilidad | Error de estimación | n
95% | 3.80% | 208

Nota. Resultados de confiabilidad de la muestra del centro penitenciario Santiago de Veraguas

3.2 Instrumento

Para el estudio cuantitativo, se optó por utilizar la encuesta tipo escala de Likert, instrumento psicométrico donde la persona encuestada indica si está de acuerdo o en desacuerdo con una afirmación, reactivo o ítem. Dicha indicación se realiza a través de una escala ordenada, siendo cada afirmación acompañada de una escala de valoración ordinal, en el caso de esta investigación, entre los números 1 y 5 (Matas, 2018).

Las principales referencias para la construcción del instrumento son: la Escala de Apoyo Social (EAS) de Palomar, Matus y Victorio (2013); la escala de Transgression-Related Interpersonal Motivations Scale—TRIM-18—de McCullough, Fincham y Tsang (2003); la escala de evaluación de la Capacidad de Perdonar—CAPER—de Casullo y Fernández-Liporance (Maganto & Garaigordobil, 2010); y la Escala de Estadios de Cambio o Stages of Change Scale—SOCS—de Prochaska y DiClemente (Redondo Illescas & Martínez Catena, 2011).

El instrumento fue validado mediante un pilotaje que se aplicó entre el 7 y el 8 de mayo del 2018 a 49 varones PPL en el CEREPRESO Topo Chico, Monterrey. Una vez aplicadas y sistematizadas las encuestas se realizó el análisis de Alpha de Crombach, con el objetivo de conocer la fiabilidad y consistencia interna del instrumento, utilizando el software Startical Product and Service Solutions—en adelante SPSS—, cuyo resultado se expone en la siguiente tabla:

Tabla 3

Fiabilidad del instrumento en el pilotaje

Estadísticas de fiabilidad
Alfa de Cronbach | Alfa de Cronbach basada en elementos estandarizados | N de elementos
0.829 | 0.841 | 48

Nota. Resultados de fiabilidad del pilotaje

Se considera que un instrumento es bueno cuándo el resultado del alfa de Crombach es mayor a 0.70 (Hernández & Pascual Barrera, 2018), por lo que, para efectos de esta investigación, el resultado del pilotaje—0.829—indica que el instrumento es lo suficientemente consistente y útil para analizar la relación entre las variables definidas.

El resultado final del proceso de diseño es un instrumento que se compone de 48 ítems los cuales se organizan en las cuatro variables de análisis: apoyo familiar, perdón interpersonal, reparación del daño y resiliencia familiar. Para los ítems se utilizaron tres escalas ordinales con cinco opciones, dónde en un extremo—1—se encuentra la opción menos favorable y en el otro—5—la opción más favorable, mientras que para los reactivos de identificación las opciones no fueron ordinales.

Una vez validada la confiabilidad del instrumento, se aplicó de manera aleatoria a hombres PPL que participaban activamente en programas de reinserción social en los centros penitenciarios seleccionados en Monterrey, México, y en Santiago de Veraguas, Panamá. En ambos casos, las encuestas fueron aplicadas por el investigador con apoyo del personal técnico de psicología y criminología de los centros penitenciarios.

Para la sistematización de los resultados se codificaron las respuestas de acuerdo con la valoración establecida para cada escala, utilizando los números del uno al cinco. Una vez sistematizadas todas las encuestas se invirtieron los valores de aquellos reactivos planteados de forma negativa, de manera que todas las respuestas llevaran la misma lógica, siendo el número cinco el que representa la situación más favorable y el uno la situación menos favorable.

3.3 Método de análisis

Para la realización del estudio se utilizaron los siguientes métodos de análisis de datos, gracias a la utilización del software SPSS:

Tabla 4

Métodos de análisis de datos

Método
Objetivo
Criterio de interpretación

Alfa de Cronbach
Conocer la fiabilidad del instrumento en términos de correlación de los ítems que lo componen (Oviedo & Campo-Arias, 2005).
El coeficiente de Alfa de Cronbach debe estar dentro de un rango de 0.7 y 0.8 para considerarse aceptable y de 0.8 y 0.9 para considerarse bueno (Hernández & Pascual Barrera, 2018).

Estadística Descriptiva
Conocer las características de la población de acuerdo con las preguntas de identificación del instrumento.
El análisis es un comparativo de las medias de las categorías de cada pregunta de identificación en el CEPRERESO Topo Chico y el centro penitenciario de Santiago de Veraguas

ANOVA
Comprobar la independencia de las variables independientes entre sí (De la Fuente Fernández, Análisis de Varianza, 2013)
“Si el nivel crítico (sig.) es menor o igual que 0.05, se rechaza la hipótesis nula, ya que existen diferencias significativas entre los factores. Si el nivel crítico (sig.) es mayor que 0.05, se rechaza la hipótesis alternativa, ya que no existen diferencias significativas entre los factores.” (Bakieva, 2012, pág. 4).

Regresión Logística Binaria Múltiple
Conocer la probabilidad de impacto de las variables independientes sobre la variable dependiente
El coeficiente Sig. Debe ser menor a 0.05 para considerar que la variable independente es significativa (López-Roldán & Fachelli, 2016). A mayor valor del coeficiente de Exp (B), mayor impacto de la variable independiente sobre la dependiente (De la Fuente Fernández, 2013).

Nota. Elaboración propia

4. Resultados

4.1 Fiabilidad

Se entiende por fiabilidad el grado en el que un instrumento es capaz de medir consistentemente una muestra de la población (Oviedo & Campo-Arias, 2005). El alfa de Cronbach se aplicó al conjunto de datos recuperados en ambos escenarios, Monterrey y Santiago de Veraguas Panamá, con el objetivo de conocer si las adaptaciones al lenguaje tuvieron algún impacto significativo en la validez del instrumento.

Los coeficientes de Alfa de Cronbach para los dos grupos muestrales son indicativos de una excelente consistencia interna del instrumento al estar siempre dentro del rango de fiabilidad entre 0.85 y 0.95, tal como se detalla en las tablas siguientes:

Tabla 5

Estadísticas de fiabilidad: resultados del Alfa de Cronbach del CEPRERESO Topo Chico

CEPRERESO Topo Chico
Alfa de Cronbach | Alfa de Cronbach basada en elementos estandarizados | N de elementos
0.885 | 0.903 | 38

Nota. Resultados de fiabilidad en la muestra del CEPRERESO Topo Chico

Tabla 6

Estadísticas de fiabilidad: resultados del Alfa de Cronbach del centro penitenciario de Santiago de Veraguas

Centro Penitenciario Santiago de Veraguas
Alfa de Cronbach | Alfa de Cronbach basada en elementos estandarizados | N de elementos
0.931 | 0.931 | 38

Resultados de fiabilidad en la muestra del centro penitenciario Santiago de Veraguas Nota. Resultados de fiabilidad en la muestra del centro penitenciario Santiago de Veraguas

4.2 Estadística Descriptiva

Con el objetivo de conocer las características de la población de los centros penitenciarios dónde se llevó a cabo el estudio, se calcularon los promedios de las respuestas para cada una de las preguntas de identificación: estado civil, educación y años interno.

Conforme al estado civil encontramos algunas diferencias significativas. Por un lado, en el caso del CEREPRESO Topo Chico de Monterrey (Figura 17) más de la mitad de las personas encuestadas—54%—manifestaron estar en una relación; 28% de ellos en unión libre y 26% de ellos casados. Mientras que el 17% manifestó estar separado y el 2% viudo. Lo que nos indica que casi el 20% de ellos estuvieron en una relación en el pasado, la cual terminó solo en el caso del 2% por muerte de la pareja. Solo el 27% se manifestaron solteros.

Por su parte, en el centro penitenciario de Santiago de Veraguas, Panamá (Figura 18), más de la mitad de los encuestados—56%—se manifestaron solteros y solo el 36% manifestó encontrarse en algún tipo de relación, 10% casados y 22% en unión libre. Por su parte, solo el 10% manifestaron estar separados y, al igual que en el caso de El Topo Chico, solo el 2% manifestó ser viudos.

Figura 2
Estado Civil de la muestra del CEREPRESO Topo Chico, Monterrey

Resultados de la distribución del estado civil de la muestra del CEPRERESP Topo Chico

Figura 3
Estado Civil de la muestra del Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas

Resultados de la distribución por estado civil de la muestra del centro penitenciario de Santiago de Veraguas

Con respecto a la educación, en el CEREPRESO Topo Chico, Monterrey (Figura 19) el 68% de los encuestados cuenta con educación secundaria o menor, mientras que el 27% de los encuestados cuenta con educación preparatoria y 5% con educación universitaria. Por su parte, el caso del centro penitenciario de Santiago de Veraguas, Panamá (Figura 20), el 80% de los encuestados manifestó contar con educación secundaria o menor. Mientras que solo el 10% manifestó contar con educación preparatoria, y otro 10% con educación universitaria.

Figura 4
Nivel Educativo de la muestra del CEREPRESO Topo Chico, Monterrey.

Resultados de la distribución por nivel educativo de la muestra del CEPRERESO Topo Chico

Figura 5
Nivel Educativo de la muestra del Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas

Resultados de la distribución por nivel educativo de la muestra del centro penitenciario Santiago de Veraguas

En cuanto a los años internos, se observa que ambos escenarios presentan una distribución bastante equilibrada. No obstante, cabe destacar una diferencia significativa: en el caso del CEREPRESO Topo Chico, Monterrey (Figura 21), el 32% de los encuestados manifestó llevar más de cinco años interno a diferencia del centro penitenciario de Santiago de Veraguas, Panamá (Figura 22), dónde solo el 17% eligió la misma opción.

Figura 6
Años Interno de la muestra del CEREPRESO Topo Chico, Monterrey

Resultados de la distribución por años internos de la muestra del CEPRERESO Topo Chico

Figura 7
Años Interno de la muestra del Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas

Resultados de la distribución por años internos de la muestra del centro penitenciario de Santiago de Veraguas

4.3 Independencia

Para determinar la independencia entre los factores[2], el análisis arroja las medias de las valoraciones de las variables independientes de manera comparada, por lo que se requiere la formulación de una hipótesis nula (H0) y una hipótesis alternativa (H1) ad hoc para constatar si el criterio de independencia efectivamente se cumple. Para efectos de esta investigación las hipótesis nula y alternativa planteadas son las siguientes:

H0: Las medias de las valoraciones del apoyo familiar, perdón interpersonal y reparación del daño son iguales. H1: Las medias de las valoraciones del apoyo familiar, perdón interpersonal y reparación del daño no son iguales.

El ANOVA se realizó para ambos escenarios, dando como resultado que el nivel crítico (Sig.) está por debajo de 0.05 (sig.=0.000), por lo cual se concluye muy significativamente que las medias de las valoraciones del apoyo familiar, perdón interpersonal y reparación del daño no son iguales y, por lo tanto, existen elementos para rechazar la hipótesis nula.

Tabla 7

Estadísticas de independencia: resultados del ANOVA para la muestra del CEPRERESO Topo Chico

| Entre grupos | Dentro de grupos | total
Suma de cuadrados | 10.929 | 363.198 | 374.127
gl | 2 | 639 | 641
Media cuadrática | 5.465 | .568 |
F | 9.614 |  |
Sig. | .000 |  |

Resultados del ANOVA para la muestra del CEPRERESO Topo Chico Resultados del ANOVA para la muestra del CEPRERESO Topo Chico

Tabla 8

Estadísticas de independencia: resultados del ANOVA para la muestra del centro penitenciario de Santiago de Veraguas

| Entre grupos | Dentro de grupos | total
Suma de cuadrados | 22.922 | 470.966 | 493.888
gl | 2 | 621 | 623
Media cuadrática | 11.461 | .758 |
F | 15.112 |  |
Sig. | .000 |  |

Nota. Resultados del ANOVA para la muestra del centro penitenciario de Santiago de Veraguas

4.4 Impacto de los elementos de la justicia restaurativa en la resiliencia familiar de las PPL

Para conocer la probabilidad de impacto de los elementos de la justicia restaurativa en la resiliencia familiar de las PPL, se utilizó el método de regresión logística binaria múltiple por ser una técnica estadística multivariante que permite efectuar predicciones del comportamiento, o estimar probabilidades de un suceso definido por la variable dependiente en función de un conjunto de variables independientes (López-Roldán & Fachelli, 2016, pág. 5).

En primer lugar, se procedió a categorizar a la muestra en dos grupos; aquellos que presentaban indicios de resiliencia familiar y aquellos que no. Por tanto, la variable resiliencia familiar se expresa en términos de probabilidad de que el suceso ocurra o no, y para ello se le otorgan valores de 0 y 1 dónde si la probabilidad de que suceda es P, la probabilidad de que no suceda es igual a 1 menos la probabilidad.

La categorización de los grupos se realizó para las muestras de cada centro penitenciario de estudio de manera independiente, obteniendo como resultado una distribución de aproximadamente tres cuartas partes de la muestra de cada centro penitenciaron con favorecimiento de la resiliencia familiar, tal como se muestra en la siguiente tabla:

Tabla 9

Composición de los grupos de acuerdo con la variable de resiliencia familiar en el CEPRERESO Topo Chico y en el Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas

| CEPRERESO Topo Chico |  | Centro Penitenciario Santiago de Veraguas
n | % |  | n | %
Con indicios de resiliencia familiar | 164 | 76.6% |  | 172 | 82.7%
Sin indicios de resiliencia familiar | 50 | 23.4% |  | 36 | 17.3%
Total | 214 | 100% |  | 208 | 100%

Nota. Tabla comparativa de la composición de los grupos de acuerdo con la variable de resiliencia familiar en los dos escenarios de estudio.

De acuerdo con esta categorización, se definieron dos modelos alternativos de regresión logística binaria múltiple, uno para cada muestra de los centros penitenciarios dónde se realizó el estudio de manera independiente, con la finalidad de conocer diferencias y puntos en común entre las dos muestras.

Tabla 10

Modelo alternativo | Muestra | Variable dependiente | Variables independientes
1 | Muestra del CEPRERESO Topo Chico | Variable dicotómica de resiliencia familiar | Apoyo familiar, perdón interpersonal y reparación del daño
2 | Muestra del centro penitenciario de Santiago de Veraguas | Variable dicotómica de resiliencia familiar | Apoyo familiar, perdón interpersonal y reparación del daño

Elaboración propia

Los resultados de los coeficientes de la ecuación de regresión logística binaria múltiple permitieron identificar quiénes y cuántos individuos pertenecían al grupo que sí presentaba indicios de resiliencia familiar y quiénes y cuántos individuos pertenecían al grupo que no presentaba indicios de resiliencia familiar de acuerdo con las variables independientes. El cruce con la categorización inicial, la cual consideraba exclusivamente a la variable dependiente, permitió conocer qué porcentaje de los casos estaban correctamente clasificados (Oviedo & Campo-Arias, 2005).

Además, la estimación de los coeficientes de la ecuación de regresión logística permitió conocer la relevancia de cada variable independiente en la explicación de la variable dependiente y para ello se tomaron como referencia los siguientes criterios:

Tabla 11

Criterios de interpretación de los coeficientes estadísticos de la regresión logística binaria

Coeficiente
Criterio

B
Permite observar la probabilidad de que el suceso de la variable dependiente ocurra si aumenta en una unidad la variable independiente. El sigo positivo indica que a medida que aumenta la variable independiente, aumenta la probabilidad de que exista la resiliencia familiar. Por su parte, el signo negativo indica que a medida que disminuye la variable independiente, aumenta la probabilidad de que exista la resiliencia familiar (López-Roldán & Fachelli, 2016).

Sig
Permite conocer que tan significativa es una variable en la explicación de la variable dependiente. Se considera que una variable es significativa cuando tenga un valor menor a 0,05 (López Hernández, 2016)

Exp (B)
cuantifica el riesgo que representa poseer el factor correspondiente o no poseerlo, suponiendo que el resto de las variables del modelo permanecen constantes. Por lo tanto, un coeficiente Exp (B) cercano a cero, indicará que, si se modificase esa variable, no tendría efecto alguno sobre la variable dependiente. Por lo tanto, las variables más relevantes serán aquellas con valores más altos (De la Fuente Fernández, 2011)

E.T.
el coeficiente de error estándar solo es relevante cuando alguna variable presenta un valor mayor a 1. En ese caso, la variable no puede entrar en el modelo, así sea significativa (De la Fuente Fernández, 2011).

Elaboración propia

Centro penitenciario CEPRERESP Topo Chico, Monterrey

El modelo clasificó a 173 personas en el grupo con indicios de resiliencia familiar; 153 de las cuales coinciden con la clasificación de la categorización inicial y 20 corresponden a personas que habían sido clasificadas en el grupo contrario. Esto quiere decir que el modelo clasificó correctamente al 93.3% de las personas con indicios de resiliencia familiar.

Por otro lado, este mismo modelo clasificó a 41 personas en el grupo sin indicios de resiliencia familiar, de las cuales solo 30 coinciden con la categorización inicial. Por lo tanto, el modelo clasificó correctamente al 60% de las personas sin favorecimiento de la resiliencia familiar. Esto quiere decir que, en términos globales, el modelo clasificó correctamente al 85.5% de los casos.

Tabla 12

Clasificación del modelo alternativo 1: Centro penitenciario CEPRERESO Topo Chico

Observado | No Resiliencia Familiar | Si Resiliencia Familiar | Corrección de porcentaje
Corte | No Resiliencia Familiar | 30 | 20 | 60.0
Si Resiliencia Familiar | 11 | 153 | 93.3
Porcentaje global |  |  | 85.5

Nota. Distribución de los individuos del centro penitenciario de acuerdo con el modelo alternativo 1

La variable independiente que más impacta en la resiliencia familiar es la reparación del daño, ya que es 7.4 veces más probable que un individuo forme parte del grupo con indicios de resiliencia familiar si eligió las opciones con la máxima valoración (5) en los ítems que componen a la variable de reparación del daño.

Tabla 13

Variables de la ecuación del modelo alternativo 1: CEPRERESO Topo Chico

| B | Error estándar | Wald | gl | Sig. | Exp(B)
Paso 1a | Reparación del daño | 2.011 | .307 | 42.875 | 1 | .000 | 7.474
Perdón Interpersonal | .993 | .486 | 4.176 | 1 | .041 | 2.699
Apoyo Familiar | -.345 | .282 | 1.501 | 1 | .221 | .708
Constante | -8.494 | 1.748 | 23.605 | 1 | .000 | .000
Nota. Resultado de los coeficientes de la regresión logística binaria para la muestra del CEPRERESO Topo Chico

Nota. Resultado de los coeficientes de la regresión logística binaria para la muestra del CEPRERESO Topo Chico

En términos probabilísticos, el modelo indica que es 82.64% probable que los internos del Centro penitenciario de Monterrey que manifestaron haber reparado el daño causado por su ingreso en prisión a sus familiares tengan mayor éxito en su resiliencia familiar, siendo la reparación del daño la variable más significativa. Por su parte, el negativo coeficiente B de la variable Apoyo Familiar (Tabla 13) es indicativo de que a medida que aumenta el apoyo familiar disminuye la probabilidad de resiliencia familiar.

Tabla 14

Probabilidad de impacto de las variables independientes sobre la resiliencia familiar del modelo alternativo 1: CEPRERESO Topo Chico

Variable | Pr {Sí R.F.}
Reparación del Daño | 82.64%
Perdón Interpersonal | 2.84%
Apoyo Familiar | 0%

Nota. Resultados de la probabilidad de impacto de las variables independientes sobre la resiliencia familiar de la muestra del CEPRERESO Topo Chico

Centro penitenciario de Santiago de Veraguas

El modelo clasificó correctamente al 97.7% de las personas con indicios de resiliencia familiar y a un 55% de las personas sin indicios de resiliencia familiar, por lo que, en un porcentaje global, el modelo clasificó correctamente al 90.4% de las personas de acuerdo con la clasificación determinada por la categorización inicial (Tabla 15)

Tabla 15

Clasificación del modelo alternativo 2: centro penitenciario de Santiago de Veraguas

Observado | No Resiliencia Familiar | Si Resiliencia Familiar | Corrección de porcentaje |
Corte | No Resiliencia Familiar | 20 | 16 | 55.6 |
Si Resiliencia Familiar | 4 | 168 | 97.7 |
Porcentaje global |  |  | 90.4 |

Nota. Distribución de los individuos del centro penitenciario de acuerdo con el modelo alternativo 2

La variable independiente que más impacta en la resiliencia familiar de las PPL del centro penitenciario de Santiago de Veraguas es la reparación del daño, ya que es 5.33 veces más probable que un individuo forme parte del grupo de indicios de resiliencia familiar si eligió las opciones con la máxima valoración (5) en los ítems que componen a la variable de reparación del daño.

Tabla 16

Variables de la ecuación del modelo alternativo 2: centro penitenciario de Santiago de Veraguas

| B | Error estándar | Wald | gl | Sig. | Exp(B)
Paso 1a | Reparación del daño | 1.674 | .382 | 19.171 | 1 | .000 | 5.335
Perdón Interpersonal | .092 | .514 | .032 | 1 | .859 | 1.096
Apoyo Familiar | .510 | .271 | 3.540 | 1 | .060 | 1.665
Constante | -6.782 | 1.567 | 18.740 | 1 | .000 | .001
Nota. Resultado de los coeficientes de la regresión logística binaria para la muestra del centro penitenciario de Santiago de Veraguas

Nota. Resultado de los coeficientes de la regresión logística binaria para la muestra del centro penitenciario de Santiago de Veraguas

En términos probabilísticos es 82.89% probable que los internos del centro penitenciario de Santiago de Veraguas que se manifiesten dispuestos a reparar el daño causado por su ingreso en prisión a sus familiares tengan mayor éxito en su resiliencia familiar, siendo la reparación del daño la variable más significativa.

Tabla 17

Probabilidad de impacto de las variables independientes sobre la resiliencia familiar del modelo alternativo 2: Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas

Variable | Pr {Sí R.F.}
Reparación del Daño | 82.89%
Perdón Interpersonal | 0.17%
Apoyo Familiar | 1.43%
Nota. Resultados de la probabilidad de impacto de las variables independientes sobre la resiliencia familiar de la muestra del centro penitenciario Santiago de Veraguas

Nota. Resultados de la probabilidad de impacto de las variables independientes sobre la resiliencia familiar de la muestra del centro penitenciario Santiago de Veraguas

4.5 Discusión de resultados

Al tratarse de estudio comparado, se buscó la identificación de patrones y diferencias sustanciales entre los escenarios en los que se llevó a cabo el estudio. Para ello se analizaron de manera comparada a los modelos alternativos 1 y 2, ya que ambos utilizan como variables independientes a las medias de los ítems que componen cada una de las variables de la justicia restaurativa.

Como es posible observar en las tablas 12 y 15, a pesar de que existen pequeñas diferencias entre los escenarios de investigación, existe un patrón en el que en ambos modelos se clasificaron correctamente más del 93% de los casos con favorecimiento de la resiliencia familiar y entre el 50 y 60% de los casos sin favorecimiento de la resiliencia familiar.

De este patrón se interpreta que las variables de la justicia restaurativa favorecen significativamente la resiliencia familiar de las PPL, sin importar el contexto en el que se encuentren.

Por otro lado, es posible observar a través de los coeficientes de cada una de las variables independientes (Tablas 13 y 16) que la reparación del daño es la variable que más aporta probabilidad de favorecimiento de la resiliencia familiar de las PPL en ambos escenarios de análisis, ya que, para ambos casos, la variable presenta un p-valor o Sig. de .000 y valores de Exp(B) muy superiores a las otras dos variables de análisis -7.474 para el escenario mexicano y 5.335 para el escenario panameño.

No obstante, a pesar de que el perdón interpersonal y el apoyo familiar resultan no tan significativas, se observan diferencias en ambos escenarios de estudio, ya que en el CEPRERESO Topo Chico la variable con menor significancia es el apoyo familiar y en el centro penitenciario de Santiago de Veraguas es la variable del perdón interpersonal la que menos aporta a la probabilidad de favorecimiento de la resiliencia familiar.

Cabe destacar que, en el caso mexicano, la variable de apoyo familiar no sólo es la menos significativa, sino que presenta un coeficiente B negativo, lo cual significa que a medida que aumenta el apoyo familiar, disminuye la probabilidad de la resiliencia familiar.

Finalmente, las probabilidades de impacto de cada una de las variables de la justicia restaurativa sobre la resiliencia familiar confirman el patrón de que la reparación del daño es significativamente más importante que las otras dos variables en ambos escenarios de estudio, tal como se muestra en las tablas 14 y 17.

Por tanto, es posible afirmar que aún en contextos penitenciarios y en países distintos, la reparación del daño impacta considerablemente, y muy por encima de las otras variables, en la resiliencia familiar de las PPL. Esta afirmación también puede apreciarse en el discurso de diferentes autores que identifican a la reparación del daño como elemento esencial de cualquier proceso de justicia restaurativa (Zehr, 2007; Domingo de la Fuente, 2008; Pranis, 2009).

Por otro lado, cabe destacar que la principal diferencia entre ambos escenarios es la relativa a la variable del apoyo familiar, ya que, para el caso panameño, la variable del apoyo familiar también presenta un impacto bajo, sin embargo, es la segunda en la jerarquía ya que presenta un valor de Exp(B) ligeramente más alto que la variable del perdón interpersonal—1.665—, además de presentar un coeficiente B positivo. En el caso mexicano la variable presenta un impacto sumamente bajo—Exp(B)= -.708—y un signo negativo del coeficiente B, lo cual significa que a medida que aumenta el apoyo familiar, disminuye la probabilidad de lograr la resiliencia familiar. Esta posibilidad fue abordada por autores que señalan que parte de los motivantes de conductas y actos delictivos se pueden encontrar dentro del propio grupo familiar de la PPL y en las diversas situaciones en las que sus integrantes se desenvuelven (Marchiori, 2016) o por la falta de valores y conductas que prohíban o rechacen las acciones delictivas (Hirschi, 2003).

4. Conclusiones

Con respecto al objetivo general de esta investigación, conocer la probabilidad de impacto de los elementos de la justicia restaurativa en la existencia de la resiliencia familiar de las PPL, se encontró que, en ambos escenarios de estudio, la reparación del daño tiene una probabilidad de impacto de más del 82%. Por lo tanto, se concluye que la percepción del grupo familiar de que la PPL haya demostrado un cambio en sus conductas y una responsabilidad por los actos delictivos pasados, facilita la resiliencia en conjunto.

Por su parte, la probabilidad de impacto del perdón interpersonal en la resiliencia familiar de las PPL registró porcentajes del 2.84% en la muestra mexicana y 0.17% en la muestra panameña. Por tanto, se puede concluir que, si bien el perdón interpersonal es un elemento de la justicia restaurativa presente en la resiliencia familiar de las PPL, no es un elemento relevante en que esta suceda o no.

En el caso del apoyo familiar, la probabilidad de impacto de este elemento de la justicia restaurativa en la resiliencia familiar es, para el caso panameño, de 1.43%, mientras que en el caso mexicano es del 0%. De ello se concluye que el apoyo familiar no tiene un impacto relevante en la resiliencia familiar de las PPL. Es importante resaltar del caso mexicano, la relación negativa que se encontró entre el apoyo familiar y la resiliencia familiar de la PPL, situación que indica que el apoyo familiar está presente en el proceso de resiliencia familiar de manera contraproducente lo cual abre un camino para nuevas preguntas y cuestiones al respecto.

Con respecto a la jerarquía de los elementos de la justicia restaurativa que impactan en la existencia de una resiliencia familiar de los PPL se puede afirmar que la reparación del daño es el elemento que más impacta, mientras que el perdón interpersonal y el apoyo familiar resultaron poco o nada relevantes en ambos escenarios de estudio.

Por último, es posible determinar que el fenómeno estudiado se repite en los dos escenarios de estudio, puesto que se registra un patrón en los resultados que destaca la importancia de la reparación del daño en la resiliencia familiar de las PPL y que relega a los otros dos elementos. Esta situación permite concluir que la relación entre la reparación del daño y la resiliencia familiar de las PPL es un fenómeno existente en contextos latinoamericanos que comparten la misma problemática de investigación.

5. Propuestas

Se propone una reforma integral en ambos países cuyo objetivo sea la disminución de la reincidencia delictiva al establecer una labor triangular recíproca entre el personal penitenciario, la sociedad civil y las familias de las PPL con el objetivo de maximizar las posibilidades de conseguir una reinserción social satisfactoria.

Para que dicha labor triangular tuviera éxito, se recomienda realizar programas de capacitación a los distintos profesionales que componen el personal penitenciario para que este adquiera los conocimientos necesarios con los que poder desplegar programas de justicia restaurativa y los efectos de esta en la resiliencia familiar de las PPL. Para facilitar estas capacitaciones se recomienda la realización de campañas de concienciación a cerca de la situación vivida en los centros penitenciarios y de divulgación de las nuevas estrategias alternas para la consecución de la reinserción social.

En lo referente a los programas de reinserción social, se recomienda realizar programas que enfoquen los trabajos realizados en los talleres de psicología, trabajo social y sociología en la facilitación del proceso de reparación del daño por parte de las PPL a sus familias, para así facilitar la resiliencia del conjunto y contar con un factor de apoyo más en los procesos de reinserción social.

Por último, estos programas también deberían dedicar una parte a la evaluación de las relaciones familiares, así como al ambiente familiar de las PPL, con la finalidad de identificar si la relación familiar constituye un factor de apoyo en la reinserción social o, por el contrario, tiene un efecto contraproducente.

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Notas

[1] Las encuestas formaron parte de la tesis doctoral “Los elementos de la justicia restaurativa en la resiliencia familiar de las PPL del CEPRERESO Topo Chico (México) y el Centro Penitenciario de Santiago de Veraguas (Panamá)” en la Facultad de Derecho y Criminología de la Universidad Autónoma de Nuevo León.

[2] En el análisis de varianza se entiende como factor, a la variable o variables independientes cuya influencia e independencia se quiere corroborar (De la Fuente Fernández, 2013).

Enlace alternativo

https://www.estudiosdepazyconflictos.com/index.php/eirene/article/view/104 (html)