It is not enough to be a member: conditions for health benefits in associative participation ( Ser miembro no es suficiente : condiciones en las que la participación asociativa reporta beneficios para la salud )

Abstract

Spanish

Involvement in social and community activities has been identified as a key factor in health and well-being. This paper focuses on the health and well-being benefits of a particular type of group involvement: associative participation. The main aim is to identify the type of participation that brings more benefits to the members. Based on previous research, we expect that health and well-being would be higher when there is engagement with the association, when group involvement is more intense and when the type of group involvement is deeper (voluntary work or associative leadership). An 848-individuals sample, recruited from Portugal, Spain and Brazil, responded to an online survey disseminated mainly through associations. Findings show that participation in the associative movement is positively associated with the mental health, physical health and well-being of the associates, but that this effect is only evident for more involved types of participation. Our results suggest that the quality of involvement is associated with a positive outcome: participating in the activities, doing voluntary work or serving as an associative leader.

The importance of others in our lives is often taken for granted; however, during the months of the COVID-19 lockdown, we had a clear notion of our connectedness. Then, careful thought was given to the central role of social links in our happiness (the fundamental role of personal relationships and the social support that we receive and give there, but also the significance of our group involvement). Participation in formal and informal groups is part of our lives in many contexts, and they are also a fundamental way of creating social identities that make us more similar and closer to others (Breakwell, 1986; Jetten et al., 2017; Tajfel & Turner, 1986). In this paper, we will focus on the health and well-being benefits of a particular type of group involvement: associative participation

Involvement in social and community activities has been identified for a long time as a key factor in health and well-being. Social isolation produces illness and early death (Holt-Lunstad et al., 2010), and social connectedness leads to a longer and healthier life (Holt-Lunstad et al., 2017). There is now abundant evidence that participation in groups produces social capital (Putnam, 1995; Rocco & Suhrcke, 2012) and promotes social integration, social support and a positive self-image that enhances the quality of life. Recently, the World Health Organization (WHO) considered social involvement as one of the key dimensions of the Social Determinants of Health Framework (Solar & Irwin, 2010). A particular case of this group involvement is participation in associative life, and research has also focused on this topic. This type of participation is usually the result of a deliberate choice, where members join organizations because they share the same interests (for example, sports, politics or cultural associations), they believe in the objectives of the group (for example, human rights, environmental protection or charity) or they want to improve certain skills (e.g., educational or cultural associations where one can learn how to dance or to graffiti). Due to the intrinsic motivation associated with the participation in these groups and to the homogeneity of the interests of the members, the positive impact on well-being is even more probable here.

In recent years, research has tried to identify the conditions that can maximize the benefits of group participation, and we can organize these conditions into two types. The first issue on associative engagement and health focuses on a particular form of group involvement: voluntary work. Voluntary work is defined as ‘unpaid non-compulsory work, i.e., time individuals give without pay to activities performed either through an organization or directly for others outside their own household’ (International Labour Office, 2011, p. 13). Apart from the increased social connection that all group participation entails, this type of activity has some characteristics that can explain some extra credits for well-being: it is a freely chosen activity, it reinforces autonomy and internal motivation (Weinstein & Ryan, 2010), a feeling of competence (Fu et al., 2017) and a sense of meaning in life (Baumeister et al., 2013). Many cross-sectional studies have identified these positive impacts, particularly in older populations. For example, Tanaka et al. (2014) showed that among senior citizens exposed to an environmental disaster, perceived health was linked to group participation, but only for associations where voluntary work was performed. Longitudinal studies (Harris & Thoresen, 2005) and meta-analytic studies confirmed these causal effects of volunteerism. Jenkinson et al. (2013) produced a meta-analysis of the impacts of participation in volunteering groups as compared to other groups and found clear positive effects on mental health and also on survival rates for those who do voluntary work. Okun et al. (2013) performed a meta-analysis on organizational volunteering by late-middle-aged and older adults and found a clear decrease in the mortality risk among those who were involved in voluntary work. The relationship between volunteer participation and health is then strongly established. However, only a small number of studies have given attention to the special type of voluntary work that associative leaders do.

Besides organizing the tasks and taking care of the administrative and formal aspects of the association, these leaders are often responsible for the group climate and for the motivation of the members of the association. Catano et al. (2001) showed that leaders of both unions and community voluntary groups presented higher levels of commitment and participation than the other members, although the difference was bigger for unions. However, this study did not assess health or well-being. So, although it is possible that the health benefits of this type of volunteerism are higher for those that belong to the board of associations, no research has been done on this topic. A second issue related to associative involvement and health has to do with the way it is operationalized. Some studies consider the number of associations in which participants are involved (e.g., Gallagher et al., 2019), others differentiate between being a non-member, a member and a volunteer (e.g., Gil-Lacruz et al., 2019; Hoye et al., 2015; Lima, 2019) and others consider the amount of time spent in associative activities (e.g., Ahmed-Mohamed et al., 2015; Tanaka et al., 2014; Thoits, 2012). While all of these indicators are associated with increased well-being, different processes are probably at stake in these types of involvement. For example, while belonging to a high number of different associations may improve social integration, the commitment of many hours a week in one organization can improve the development of close social relationships. Anyway, research has not compared the impacts of these different operationalizations of participation, and in this study, we will focus on both the time dedicated to the association (intensity of group involvement) and the number of different associations in which there is participation (social engagement).

The present study

In this study, we will focus on the health and well-being benefits of associative participation. The main aim is to identify the type of participation that brings more benefits to the members. In particular, we want to explore the health and well-being levels associated with different aspects of associative involvement: (a) the dimension of social engagement, i.e., the membership in different organizations; (b) the intensity of group involvement, i.e., the magnitude of the involvement with a specific group; (c) the type of group involvement, i.e., mere participation in activities, voluntary work or associative leadership). Based on the literature, we expect that in each of these different aspects, more engaged participation will have a more positive association with well-being.

Our study was conducted in three countries with very different yet long associative traditions: Portugal, Spain and Brazil. In Portugal, there are more than 30,000 non-profit institutions (Maçarico, 2016), most of them in the leisure, sports and recreational domain. More recent estimates (Confederação Portuguesa das Coletividades de Cultura, Desporto e Recreio [CPCCRD], 2020) refer that three out of 10 Portuguese are associated with this last type of collectivity, and a significant number of them as members of their boards. In Spain, associational membership has increased (Ariño-Villarroya, 2003, 2004), although with regional and gender differences (Vázquez-García, 2011). Spaniards are now more involved in associative life than they were three decades ago (Morales, 2003), with a predominant interest in sociability and leisure associations. In Brazil, since the nineties there is an enormous increase in the associative movement (Lavalle & Barone, 2015) linked to the development of the democratic process. Lüchmann et al. (2019) identified an extremely high number of civil society organizations in 2016: more than 820,000 active ones, most of them in the domain of defence of rights and interests (e.g., environmental groups, neighbourhood movements, students’ associations — 41% — or religious organizations — 25%).

Method

Participants and procedure

Participants were 848 individuals, recruited from Portugal (N = 396), Spain (N = 232) and Brazil (N = 318). 69.0% identified as female, 30.5% as male and 0.5% did not want to answer this question. The average age was 43.92 years (SD = 15.45). The majority were married or in a civil union (51.8%), and only 13.6% were living alone. Most participants were graduated from high school (25.3%) or had a university degree (55.7%) and were working (52.3%).

The sample was surveyed by means of an online questionnaire, using Qualtrics Platform. This sample is a ‘snowball’ or ‘guided by the respondent’ sample: the survey link was initially shared by the directors of the associations that agreed to participate in this study, via email or Facebook, and was later circulated by the respondents among their contacts. In other words, it is a convenience sample, restricted to respondents who have access to the Internet, that does not allow inferences about a population or about the prevalence of any attributes in a population. However, research shows that these samples can preserve the relationships between variables, as do representative samples (e.g., Bhutta, 2012; Brough, 2018). For this reason, throughout this paper we will emphasize the analysis of the relationships between variables. When participants accessed the link, a written (online) informed consent was obtained from participants to join in the research. The study was reviewed and approved by the Ethics Committee of Iscte before the study was conducted.

Measures

Predictors

Social engagement

To assess social engagement, we used the items from the European Values Study 2008 (Q5). We asked participants if they belong to 11 different types of groups (e.g., yoga, religious, human rights, political groups). For each of the 11 groups, participants could answer 1 = ‘I don’t belong’; 2 = ‘I belong, but I’m not involved in group activities’; 3 = ‘I belong, and I’m involved in group activities’. We calculated engaged social participation by counting the number of groups to which participants belong, being involved in group activities (answer ‘3’ in the previous questions), and unengaged social participation by counting the number of groups to which individuals belong without being involved in group activities (answer ‘2’ in the previous questions).

Group involvement: intensity and type

To assess group involvement, two indicators were used. We asked participants to select the group/association in which they were more involved, and about this group, participants had to state the type of involvement: if they were members of any board in that association, if they performed volunteer work there or if they just took part in group activities. Part of the sample wasn’t involved in any group. This allowed us to organize three types of group involvement: leaders, volunteers and participants. The other indicator was related to the intensity of group involvement: we asked participants to indicate the number of hours spent per week on group activities in the association they valued the most.

Target variables

Health and well being

Physical health was assessed via the perceived health item ‘How do you rate your health in general’, answered on a five-point scale, ranging from ‘very good’ to ‘very bad’ (e.g., Eriksson et al., 2001) and the four items of the physical health dimension of the State of Health Questionnaire SF-36 (Ware & Sherbourne, 1992) (e.g., ‘I seem to get sick a little easier than other people’, from 1, ‘absolutely false’ to 5, ‘absolutely true’). The five items presented adequate reliability (α = .78), and the average of the five items was computed as the indicator of self-reported physical health. Mental health was assessed via five items from the SF-36 (Ware & Sherbourne, 1992) (e.g., ‘How often have you felt very nervous over the last four weeks?’, from 1, ‘never’, to 5, ‘always’). The level of internal consistency of the items was good (α = .89), and the average of these five items was computed.

We assessed subjective well-being with two items focused on happiness (‘Taking all things together, how happy would you say you are?’) and life satisfaction (‘All things considered, how satisfied are you with your life as a whole nowadays?’) (α = .89) answered on an 11-point scale (0–10). These questions were proposed by Diener (2000) and used regularly in the European Social Survey (Swift et al., 2014).

Sociodemographic variables

We measured a set of demographic variables, including gender, age, marital status, education level and perceived economic status. Two items measured perceived economic status: ‘How satisfied are you with your current economic status?’ (1 = ‘not satisfied’ to 5 = ‘totally satisfied’) and ‘How easy is it for you to have enough money until the end of the month?’ (1 = ‘extremely hard’ to 4 = ‘extremely easy’), r = .56, p < .001.

Results

Social engagement

Social engagement describes individuals’ participation in multiple groups. About 86% of respondents were involved in a group. Of these, 75.8% actively participated in the activities of at least one group. Sports, education and recreation groups were the most popular among our respondents. More than half of the sample belonged to these groups (56.3%), and almost half reported participating in sports, education or recreation group activities (47.6%; Table 1).

Table 1.

Percentage of people who claim to belong or to belong and participate in each of the types of organizations indicated (N = 729)

	Belong N (%)	Belong and participateN (%)
Sports, education and recreation	34 (8.7%)	186 (47.6%)
Social services for the elderly, people with disabilities	17 (4.4%)	132 (34.1%)
Religious or church-related organizations	28 (7.3%)	85 (22.3%)
Artistic and cultural associations	28 (7.3%)	104 (27.1%)
Trade unions or professional associations	54 (14.1%)	32 (8.4%)
Political parties or groups	23 (6.0%)	27 (7.0%)
Solidarity associations	24 (6.3%)	75 (19.5%)
Human rights	20 (5.2%)	28 (7.3%)
Heritage and ecology	22 (5.7%)	41 (10.6%)
Working with/for young people	13 (3.4%)	61 (16.0%)
Health promotion organizations	13 (3.4%)	42 (11.0%)

We performed 10 between-subjects ANOVAs to test the differences in engaged and unengaged social participation, depending on the sociodemographic variables: socioeconomic status, gender, age, education and marital status (Table 2).

Table 2.

Mean and standard deviation for engaged and unengaged participation by socio-economic characteristics (N = 675)

	Unengaged social participation M (SD)	Engaged social participation M (SD)	Test Unengaged social participation; Engaged social participation
Gender			F(2, 500) = 6.67, p = .001, ε² _part = .03 F(2, 500) = 0.28, p = .759, ε² _part = .00
Male	1.07 (1.23)	5.79 (4.01)
Female	0.72 (1.02)	5.53 (3.60)
Age groups			F(5, 493) = 0.54, p = .746, ε² _part = .01 F(5, 493) = 2.29, p = .044, ε² _part = .02
18–24	0.69 (1.42)	4.69 (2.92)
25–34	0.74 (1.13)	5.18 (3.28)
35–44	0.86 (1.20)	5.28 (3.74)
45–54	0.84 (1.01)	5.66 (4.25)
55–64	0.96 (1.18)	6.45 (3.90)
65 +	0.85 (1.13)	6.06 (3.50)
Education			F(4, 497) = 3.34, p = .010, ε² _part = .03 F(4, 497) = 1.60, p = .173, ε² _part = .01
Basic	2.25 (0.96)	3.50 (3.00)
Secondary	0.93 (1.14)	5.02 (3.62)
Bachelor or Master	0.72 (1.04)	5.82 (3.80)
Doctoral	0.93 (1.35)	5.35 (3.18)
Marital status			F(3, 832) = 5.17, p = .002, ε² _part = .02 F(3, 832) = 2.39, p = .067, ε² _part = .01
Single	0.76 (1.20)	5.32 (3.22)
Married/civil union	0.85 (1.07)	5.59 (3.87)
Divorced	0.90 (1.01)	6.24 (4.20)
Widowed	1.25 (1.76)	7.67 (3.89)
Socio-economic status			F(1, 497) = 1.13, p = .288, ε² _part = .00 F(1, 497) = 4.70, p = .031, ε² _part = .01
Medium	0.85 (1.14)	5.65 (3.69)
High	0.59 (0.73)	3.91 (3.40)

Note: These results were obtained controlling for age, gender, socio-economic status and nationality.

In our sample, unengaged social participation was independent of age and perceived socio-economic status, F(5, 493) = 0.54, p = .746, ε² _part = .01; F(1, 497) = 1.13, p = .288, ε² _part = .00. However, men reported more unengaged participation than women, F(2, 500) = 6.67, p = .001, ε² _part = .03. In the same manner, people with basic education and who were widowed reported belonging but not being engaged in a greater number of groups than other marital status people, F(4, 497) = 3.34, p = .010, ε² _part = .03, F(3, 832) = 5.17, p = .002, ε² _part = .02 (Table 2).

Engaged social participation was equal for men and women, for people with different levels of schooling and marital status, F(2, 500) = 0.28, p = .759, ε²part = .00; F(4, 497) = 1.60, p = .173, ε²part = .01; F(3, 832) = 2.39, p = .067, ε²part = .01. Besides, as people grow older, they report more engaged participation, F(5, 493) = 2.29, p = .044, ε²part = .02, and participants with lower socio-economic status also have more engaged participation, F(1, 497) = 4.70, p = .031, ε²part = .01 (Table 2). In the analysis performed for each sociodemographic variable, we controlled for the effects of the remaining sociodemographic variables.

Table 3 displays descriptive statistics and bivariate correlations of the composite variables. There was a positive correlation between the engaged participation and mental (r = .15, p < .001), physical health (r = .10, p = .002) and well-being (r = .16, p < .001), indicating that the greater the number of groups in which participants had engaged participation, the higher their reported health and well-being. However, unengaged group memberships and self-reported health and well-being weren’t correlated.

Table 3.

Descriptive statistics and correlations for study variables (N = 677)

	n	M	SD	1	2	3	4	5
1. Unengaged participation	946	0.76	1.09	-
2. Engaged participation	946	4.08	3.75	.02	-
3. Time spent in group	946	7.03	7.47	.04	.06	-
3. Mental health	946	3.43	0.65	−.02	.15**	.09*	-
4. Physical health	946	3.71	0.67	−.04	.10**	−.04	.37**	-
5. Well-being	946	7.29	1.58	−.02	.16**	−.10	.56**	.34**

Note: *p < .05; **p < .01

Further analyses used multiple regression procedures to investigate the association between involved and uninvolved participation and mental and physical health and well-being, controlling for age, sex, socio-economic status and nationality (Table 4). In a first step, the results of three multiple linear regressions indicated that there was a small but significant effect between participation and mental health, physical health and well-being, F(2, 837) = 8.89, p < .001, R ² = .02; F(2, 837) =3.22, p = .040, R ² = .01; F(2, 837) = 11.24, p < .001, R ² = .03), respectively. In a second step, we controlled for age, gender, socio-economic status and nationality. Again, the results of multiple linear regressions indicated that there were significant effects on mental and physical health and well-being, F(6, 833) = 23.73, p < .001, R ² = .14; F(6, 833) = 10.30, p = .040, R ² = .07; F(6, 833) = 21.52, p < .001, R ² = .13, respectively. The findings are noteworthy. Engaged participation was positively associated with the three outcome variables, and this association was significant even when sociodemographic variables were controlled. However, unengaged participation wasn’t a significant predictor of health or well-being. The analysis also revealed a significant association between sociodemographic and outcome variables, namely: age, gender and socio-economic status were significantly related to mental health; socio-economic status and nationality were significantly associated with physical health; and age, socio-economic status and nationality were significantly associated with well-being.

Table 4.

Regressions of associations between participation and health and well-being (N = 609)

Variable	β	SE	t	p	95% CI	Model
	Mental health
Model 1						F(2, 837) = 8.89, p < .001, R ² = .02
Unengaged participation	−.01	.02	−0.17	.869	[−.04, .04]
Engaged participation	.14	.01	4.22	.000	[.01, .04]
Model 2						F(6, 833) = 23.73, p < .001, R ² = .14
Unengaged participation	−.06	.02	−1.69	.092	[−.07, .01]
Engaged participation	.10	.01	3.18	.002	[.01, .03]
Age	.25	.00	7.56	.000	[.01, .01]
Gender	−.17	.04	−5.28	.000	[−.32, −.15]
Socio-economic status	.12	.03	3.78	.000	[.05, .16]
Nationality	−.02	.03	−0.72	.473	[−.07, .03]
	Physical health
Model 1						F(2, 837) =3.22, p = .040, R ² = .01
Unengaged participation	−.06	.02	−1.61	.108	[−.08, .01]
Engaged participation	.07	.01	1.98	.048	[.00, .03]
Model 2						F(6, 833) = 10.30, p = .040, R ² = .07
Unengaged participation	−.07	.02	−1.95	.052	[−.08, .00]
Engaged participation	.07	.01	2.17	.031	[.00, .03]
Age	−.06	.00	−1.70	.091	[−.01, .00]
Gender	.06	.05	1.87	.062	[−.01, .18]
Socio-economic status	.19	.03	5.61	.000	[.11, .23]
Nationality	.16	.03	4.54	.000	[.07, .17]
	Well-being
Model 1						F(2, 837) = 11.24, p < .001, R ² = .03
Unengaged participation	−.02	.05	−0.62	.533	[−.13, .07]
Engaged participation	.16	.01	4.71	.000	[.07, .17]
Model 2						F(6, 833) = 21.52, p < .001, R ² = .13
Unengaged participation	−.07	.05	−1.97	.049	[−.19, .00]
Engaged participation	.13	.01	4.01	.000	[.03, .08]
Age	.16	.00	4.66	.000	[.01, .02]
Gender	−.03	.11	−0.83	.406	[−.30, .12]
Socio-economic status	.27	.07	8.11	.000	[.41, .68]
Nationality	.12	.06	3.56	.000	[.10, .33]

Group involvement

We also tested if the involvement in a particular group was associated with perceived health and well-being. Table 5 displays the number and percentage of participants involved in different types of groups, as well as the intensity of participation (last column). More than 30% of the members of the associations belonged to a board and will be defined here as associative leaders. Gender and age were significantly associated with the type of involvement in the associations. While 22% of the men were associative leaders, only 11% of the women had that role. On the contrary, 38% of the volunteers were women, while only 24% of the men engaged in the associations to do voluntary work. A chi-squared test of independence revealed that the difference between genders is significant, X ²(3, 841) = 25.16, p = .001. Associative leaders also tended to be older: 48% of the members of the board are 55 or older, while that happens only with 32% of the volunteers and 21% of the mere associates. The chi-squared test indicates that the difference between age groups is significant, X ²(15, 845) = 69.57, p = .001. There were no significant differences among the different types of involvement on education and perceived social status.

Table 5.

Group involvement in different associations: type of participation and intensity of participation

	Total N(%)	Leader N(%)	Volunteer N(%)	Participant N(%)	Number of hours per week M (SD)
Culture, sports or leisure	232 (24.5%)	75 (32.3%)	77 (33.2%)	78 (33.6%)	9.48 (9.47)
Population in a socially vulnerable situation	292 (30.9%)	71 (24.3%)	201 (68.8.5%)	20 (6.8%)	7.68 (7.68)
Human rights, animal rights or nature conservation	86 (9.1%)	30 (34.9%)	47 (54.7%)	9 (10.5%)	8.55 (8.50)
Professional associations, political parties or unions	77 (8.1%)	27 (35.1%)	28 (36.4%)	21 (27.3%)	9.96 (9.13)
Local development	82 (8.7%)	32 (39.0%)	39 (47.6%)	11 (13.4%)	8.24 (7.57)

Note: Participants could classify their associations in more than one category. In the first column, the % was calculated considering the total sample; in the others, the % was calculated considering the N of each association type.

A between-subjects ANOVA indicated that most participants elected associations for population in a socially vulnerable situation as the most important for them, closely followed by those focused on culture, sports or leisure, F(4, 942) = 64.47, p < .001. Participants also reported more voluntary work in associations focused on vulnerable populations or human or animal rights. The average amount of hours spent in these different types of groups wasn’t significantly different, F(4, 942) = 64.47, p < .001.

As displayed in Table 6, there was a significant difference in perceived mental health and well-being, with more involved participants reporting better results, F(3, 828) = 3.97, p = .008, ε² _part = .01, F(3, 828) = 5.45, p = .001, ε² _part = .02. In particular, we found significant differences between leaders and volunteers and those who don’t belong to any groups in their perceived mental health and well-being, 95% CI [−0.46, −0.11], [−0.35, −0.07], [−1.15, −0.29], [−0.67, −0.22]. Leaders and volunteers do not differ significantly in self-reported mental and physical health and well-being, 95% CI [−0.10, 0.26], [−0.26, 0.10], [−0.28, 0.10]. The results were obtained controlling for age, gender, socio-economic status and nationality. The results of multiple linear regressions revealed a significant effect between associative involvement and mental health and well-being, F(1, 604) = 22.22, p < .001, R ² = .04; F(1, 604) = 23.02, p < .001, R ² = .04), respectively. The association between associative involvement and physical health wasn’t significant, F(1, 604) = 0.15, p = .703, R ² = .00. In a second step, we controlled for age, gender, socio-economic status and nationality. In this case, the results of multiple linear regressions indicated that there were significant effects on mental and physical health and well-being, F(5, 600) = 13.72, p < .001, R ² = .10; F(5, 600) = 7.32, p < .001, R ² = .06; F(5, 600) = 15.00, p < .001, R ² = .11, respectively. Associative involvement is positively associated with metal health and well-being, and this association is significant even when sociodemographic variables are controlled. However, associative involvement was only a positive significant predictor of physical health when sociodemographic variables were controlled. There was also a significant association between sociodemographic and outcome variables: age, gender and socio-economic status were significantly related to mental health; age, gender, socio-economic status and nationality were significantly related to physical health; and age, socio-economic status and nationality were significantly associated with well-being.

Table 6.

Regressions of associations between of associative involvement and health and well-being (N = 606)

Variable	β	SE	t	p	95% CI	Model
	Mental health					F(1, 604) = 22.22, p < .001, R ² = .04
Model 1
Associative involvement	.19	.02	4.71	.000	[.06, .15]
Model 2						F(5, 600) = 13.72, p < .001, R ² = .10
Associative involvement	.13	.02	3.12	.002	[.03, .12]
Age	.20	.00	4.91	.000	[.01, .01]
Gender	−.12	.05	−2.95	.003	[−.26, −.05]
Socio-economic status	.09	.03	2.22	.027	[.01, .11]
Nationality	.02	.04	0.37	.713	[−.06, .09]
	Physical health					F(1, 604) = 0.15, p = .703, R ² = .00
Model 1
Associative involvement	.02	.02	0.38	.703	[−.04, .06]
Model 2						F(5, 600) = 7.32, p < .001, R ² = .06
Associative involvement	.08	.03	2.01	.045	[.00, .10]
Age	−.12	.00	−2.84	.005	[−.01, .00]
Gender	.10	.06	2.36	.019	[.02, .25]
Socio-economic status	.11	.03	2.78	.006	[.02, .13]
Nationality	.14	.04	3.27	.001	[.06, .27]
	Well-being					F(1, 604) = 23.02, p < .001, R ² = .04
Model 1
Associative involvement	.19	.05	4.80	.000	[.15, .37]
Model 2						F(5, 600) = 15.00, p < .001, R ² = .11
Associative involvement	.20	.06	4.86	.000	[.16, .38]
Age	.09	.00	2.30	.022	[.00, .02]
Gender	−.01	.13	−0.30	.766	[−.28, .21]
Socio-economic status	.22	.06	5.74	.000	[.23, .47]
Nationality	.15	.10	3.82	.000	[.18, .55]

Finally, our analyses focused on the association between the time group members spent in the group and health and well-being, controlling for age, gender, socio-economic status and nationality (Table 7). For this analysis, we only considered participants that were involved in a group as leaders, volunteers or participants. Three linear regression analyses tested the association between the intensity of group involvement (time spent in the group) and health and well-being, controlling for age, gender, socio-economic status and nationality. In a first step, the results of the multiple linear regressions indicated that there weren’t significant effects of the predictor over mental health, physical health or well-being, F(1, 521) = 2.44, p = .119, R ² = .01; F(1, 521) = 0.67, p = .607, R ² = .00; F(1, 521) = 2.77, p = .097, R ² = .01, respectively. In a second step, we controlled for age, gender, socio-economic status and nationality. The results of multiple linear regressions indicated that there was a significant effect of the predictors on mental and physical health and well-being, F(5, 517) = 17.06, p < .001, R ² = .14; F(5, 517) = 3.66, p = .003, R ² = .03; F(5, 517) = 5.95, p < .001, R ² = .05), respectively. However, the findings reveal that the time individuals dedicate to the group wasn’t a significant predictor of health or well-being. Again, sociodemographic variables accounted for part of outcome variables variance: age, gender and socio-economic status were significantly related to mental health; nationality was significantly related to physical health; and age and nationality were significantly associated with well-being.

Table 7.

Health and well-being by intensity of group involvement (regression analyses), N = 609

Variable	β	SE	t	p	95% CI	Model
	Mental health					F(1, 521) = 2.44, p = .119, R ² = .01
Model 1
Time spent in group	.07	.00	1.56	.119	[−.00, .01]
Model 2						F(5,517) = 17.06, p < .001, R ² = .14
Time spent in group	−.00	.00	−0.08	.937	[−.01, .01]
Age	.29	.00	6.87	.000	[.01, .02]
Gender	−.18	.06	−4.30	.000	[−.35, −.13]
Socio-economic status	−.09	.01	−2.10	.037	[−.24, −.01]
Nationality	−.05	.03	−1,22	.222	[−.09, .02]
	Physical health					F(1, 521) = 0.67, p = .607, R ² = .00
Model 1
Time spent in group	−.02	.00	−0.52	.607	[−.01, .01]
Model 2						F(5, 517) = 3.66, p = .003, R ² = .03
Time spent in group	.00	.00	0.02	.983	[−.01, .01]
Age	−.02	.00	−0.51	.611	[−.01, .00]
Gender	.08	.06	1.71	.087	[−.02, .23]
Socio-economic status	−.02	.07	−0.54	.588	[−.16, .09]
Nationality	.15	.03	3.46	.001	[.05, .17]
	Well-being					F(1, 521) = 2.77, p = .097, R ² = .01
Model 1
Time spent in group	.07	.01	1.67	.097	[−.00, .03]
Model 2						F(5, 517) = 5.95, p < .001, R ² = .05
Time spent in group	.05	.01	1.02	.307	[−.01, .02]
Age	.18	.00	4.11	.000	[.01, .03]
Gender	−.05	.14	−1.20	.230	[−.44, .11]
Socio-economic status	−.07	.15	−1.60	.110	[−.52, .05]
Nationality	.10	.07	2.21	.027	[.02,.30]

Discussion

Our findings suggest that participation in the associative movement has a positive impact on the health and well-being of the associates, but that this encouraging outcome is only evident for more involved types of participation. In fact, our results show that the associative involvement is not associated with the quality of life when the participation is unengaged when it is a mere membership, nor is it a mere function of the time spent there. On the contrary, our results suggest that it is quality of the involvement that is associated with a positive outcome: participating in the activities, doing voluntary work or serving as an associative leader. Although it is not new that the associative involvement brings benefits to the members, our results are relevant in some ways.

First of all, it is the first time that the role in the association is considered for analysing the health benefits of group involvement. Our study contrasted members of the board, volunteers and mere members, and, controlling for the sociodemographic variables, the results show clear advantages of stronger group involvement. Leaders in particular, but also volunteers, present higher levels of health (physical and mental) and well-being than the mere members of the associations. This research is consistent with the work already done on the positive impacts of volunteering (Jenkinson et al., 2013; Okun et al., 2013), but it enlarges it to consider the leadership role. The mean values of leaders obtained in mental health and well-being are even higher than those of volunteers (although the difference is not statistically significant). This result continues the one obtained by Catano et al. (2001) with leaders’ unions and community voluntary groups, who showed that they presented higher levels of commitment than the other members.

Our study shows that this effect spills over to health and well-being and should be resumed in future research. The other important result of our study has to do with the quality of participation in the association. Unengaged participation or the mere length of the involvement are not significant predictors of the benefits of participation. Contrarily to our expectations, the time spent in the associations is not linked to psychological benefits. However, engaged involvement and the active experience—leader or volunteer—present clear links to improved health and well-being. This result is important, because most of the research on the topic of civic engagement assumes that participation generates psychological benefits, hardly ever considering what kind of experience is responsible for the positive effects. And in fact, some studies begin to appear in the domain of political psychology to show that the quality of the experiences of political participation is determinant for the psychological impacts. In this literature, there is also evidence that political activism has a positive psychological impact (Klar & Kasser, 2009), but the type of experience of participation seems to be an important moderator. For example, Ferreira et al. (2012), with a longitudinal sample of secondary school youngsters, showed that the quality of participation experiences has a positive influence on their disposition to become politically involved in the future. Fernandes-Jesus et al. (2012) have also shown that higher-quality participation experiences are related to higher political efficacy and to the intention to become more involved in the future. So, although there is some evidence that higher-quality experiences do make a difference, this line of studies must be developed in the future, as the psychological outcomes and mediators are insufficiently explored.

Limitations

Three important limitations of this research deserve special mention. First, the samples we recruited are not representative, as the email recruitment through the associations and the use of online surveys biased the sample. However, we would note that this strategy allowed us to offer every member of the associations involved with an email or Facebook contact the opportunity to participate in the study. Further, these are also frequently used forms of contact during the COVID-19 lockdown, the time during which the data were collected. We would also note that some evidence suggests that although the samples are not representative, the associations between variables show the same patterns as in representative samples. And in fact, as the members of the association (and in particular the leaders of the associations) are a minority group, this type of approach allowed us to access our target population. Besides, our sample shows some attributes that have been identified in studies with associations — namely an over-representation of men in positions of power and an over-representation of women in voluntary work (Söderhielm, 2014; Wilson, 2000).

Second, our participation measures and the health and well-being scales used were self-report measures, which have widely known limitations. Although much of the research in this domain is done using this type of measurement, further research should replicate this study using alternative ways of assessing associative participation.

Another weakness of our study concerns its correlational design, which does not allow us to make conclusions regarding the causal relationship between associative participation and health. In fact, we can argue that it is the other way around (healthier and happier persons are more prone to joining and being active in associations). To be sure about the direction of the causal link, a longitudinal design should be implemented, and ideally, the status transitions should be analysed in detail (namely the transition between being a non-member and a member, between an unengaged and an engaged member but particularly between a regular member and a volunteer, and before and during a leadership experience). Only then could the causal links be established.

Conclusion

In this study, we examined the health benefits of participation, comparing different levels of associative involvement. Controlling for the social-demographic attributes of the participants, our statistical analysis concluded that only an involved type of associative participation is associated with an increased level of mental health, physical health and well-being. In particular, the experiences of engaged participation (as a volunteer or as an associative leader) predict higher psychological benefits. On the contrary, health is not linked with the mere fact of being a member of an association or with the simple amount of time spent there. Although previous findings indicated the psychological value of being a member of an association and volunteer work, our study included the quality of participation as a key moderator of the psychological benefits, and this is an important line of research to be developed in the future.

We hope the results of the present study may be of use in at least two ways. First, by showing that associative participation is not always linked with health, it clearly claims for more studies on the moderators and mediators of the relationship between associative involvement and well-being. This line of research can be helpful to increase our knowledge about the social impacts of the associative movement. Second, our results may be used by the associations to develop activities that can further engage the members and attract a broader range of people who might be motivated to be involved in the association´s activities and even join the directive boards, given the opportunities for personal development and the psychological benefits.

Ser miembro no es suficiente: condiciones en las que la participación asociativa reporta beneficios para la salud

La importancia de los demás en nuestras vidas es algo que solemos dar por hecho, pero durante los meses de confinamiento por la COVID-19 hemos podido hacernos una idea clara de nuestra interconexión. En estos meses se ha reflexionado detalladamente sobre el papel central que los vínculos sociales desempeñan en nuestra felicidad (el rol fundamental de las relaciones personales y del apoyo social que damos y recibimos, y también el significado de nuestra participación en el grupo). La participación en grupos formales e informales forma parte de nuestras vidas en muchos contextos y constituyen una vía esencial para crear identidades sociales que nos hacen más similares y más cercanos a los demás (Breakwell, 1986; Jetten et al., 2017; Tajfel & Turner, 1986). En este artículo nos centraremos en los beneficios para la salud y el bienestar de un tipo específico de participación grupal: la participación asociativa.

La participación en actividades sociales y comunitarias ha sido identificada hace ya largo tiempo como un factor clave en la salud y el bienestar. El aislamiento social produce enfermedad y muerte prematura (Holt-Lunstad et al., 2010), mientras que la conectividad social facilita una vida más sana y prolongada (Holt-Lunstad et al., 2017). En la actualidad existe abundante evidencia de que la participación grupal produce capital social (Putnam, 1995; Rocco & Suhrcke, 2012) y fomenta la integración social, el apoyo social y un autoconcepto positivo que mejora la calidad de vida. Recientemente, la Organización Mundial de la Salud (OMS) consideró la participación social como una de las dimensiones clave de los determinantes sociales de la salud (Solar & Irwin, 2010). Un caso concreto de este tipo de participación grupal es en la vida asociativa y la investigación también se ha centrado en este ámbito. Este tipo de participación suele resultar de una opción deliberada, por la que los miembros se integran en ciertas organizaciones porque comparten los mismos intereses (por ejemplo, asociaciones deportivas, políticas o culturales), porque creen en los objetivos del grupo (por ejemplo, en torno a los derechos humanos, la protección ambiental o un fin benéfico) o porque quieren mejorar ciertas habilidades (e.g., asociaciones educativas o culturales en las que se puede aprender a bailar o a hacer grafiti, por citar algunas). Debido a la motivación intrínseca asociada a la participación en estos grupos y a la homogeneidad de los intereses de sus miembros, el impacto positivo en el bienestar es incluso más probable en estos casos.

En los últimos años, los investigadores han tratado de identificar qué condiciones podrían maximizar los beneficios de la participación grupal y estas se pueden organizar en dos tipos. El primer aspecto relevante para la participación asociativa y la salud se centra en un tipo particular de participación grupal: el trabajo voluntario. El trabajo voluntario se define como ‘un trabajo no retribuido y no obligatorio, es decir, el tiempo que las personas dedican sin retribución alguna a realizar actividades bien a través de una organización o directamente para otras personas ajenas a su propio entorno familiar más cercano’ (International Labour Office, 2011, p. 13, en inglés). Aparte de la mayor conexión social que toda participación grupal conlleva, este tipo de actividad tiene ciertas características que pueden explicar algunos de los beneficios para el bienestar: se trata de una actividad escogida libremente, que refuerza la autonomía y la motivación interna (Weinstein & Ryan, 2010), un sentimiento de competencia (Fu et al., 2017) y una sensación de sentido de la vida (Baumeister et al., 2013). Muchos estudios transversales identifican estos impactos positivos particularmente en poblaciones de mayor edad. Por ejemplo, Tanaka et al. (2014) demostró que, en un grupo de población de edad avanzada expuesta a un desastre ambiental, la salud percibida estaba vinculada a la participación grupal, pero solo en asociaciones en las que se realizaban trabajos voluntarios. Otros estudios longitudinales (Harris & Thoresen, 2005) y metanalíticos han confirmado estos efectos del voluntariado. Jenkinson et al. (2013) llevaron a cabo un metanálisis de los impactos de la participación en grupos de voluntariado comparados con los de otros grupos y descubrieron claros efectos positivos en la salud mental y también en los índices de supervivencia entre los que realizaban trabajos voluntarios. Okun et al. (2013) llevaron a cabo un metanálisis sobre el voluntariado en organizaciones de adultos de mediana edad y personas mayores, descubriendo un claro descenso en el riesgo de mortalidad entre los miembros que participaban en algún tipo de trabajo voluntario. La relación entre la participación en algún tipo voluntariado y la salud está, pues, bien asentada. No obstante, solo existe un número reducido de estudios que prestan atención al tipo especial de trabajo voluntario que realizan los líderes asociativos. Además de organizar las tareas y hacerse cargo de los aspectos formales y administrativos de la asociación, estos líderes suelen ser responsables del clima grupal y de implicarse en fomentar la motivación de los miembros de la asociación. Catano et al. (2001) mostraron que los líderes tanto de sindicatos como de grupos comunitarios voluntarios presentaban niveles más elevados de dedicación y participación que el resto de los miembros, aunque la diferencia era mayor en el caso de los sindicatos. Sin embargo, en este estudio no se analizó la salud o el bienestar. Así pues, aunque es posible que los beneficios para la salud de este tipo de voluntariado sean mayores para los miembros de los órganos administrativos o directivos de las asociaciones, no se ha realizado ningún estudio sobre esta cuestión. Un segundo aspecto relacionado con la participación asociativa y la salud tiene que ver con el modo en que se operacionaliza esta participación. Diversos estudios analizan el número de asociaciones en las que participa la persona (e.g., Gallagher et al., 2019), mientras que otros diferencian entre las personas ajenas a la organización, los socios de esta y los voluntarios (e.g., Gil-Lacruz et al., 2019; Hoye et al., 2015; Lima, 2019) e incluso otros tienen en cuenta el tiempo dedicado a las actividades asociativas (e.g., Ahmed-Mohamed et al., 2015; Tanaka et al., 2014; Thoits, 2012). Aunque todos estos indicadores están asociados con un aumento en el bienestar, es posible que existan distintos procesos que intervienen en este tipo de participación. Por ejemplo, si bien pertenecer a muchas asociaciones distintas podría facilitar una mejor integración social, la dedicación de muchas horas semanales a una organización puede mejorar el desarrollo de relaciones sociales más estrechas. De cualquier modo, no existen investigaciones que comparen el impacto de estos tipos diversos de implicación en la participación y, en este estudio, nos centraremos tanto en el tiempo dedicado a la asociación (intensidad de la participación grupal) y el número de asociaciones distintas en las que existe participación (compromiso social).

El presente estudio

En este estudio nos centramos en los beneficios de participación asociativa en la salud y el bienestar. El objetivo principal es identificar qué tipo de participación aporta mayores beneficios a los miembros que la practican. En particular, queremos explorar los niveles de salud y bienestar asociados a distintos aspectos de la participación asociativa: (a) la dimensión del compromiso social, es decir, la pertenencia a distintas organizaciones; (b) la intensidad de la participación grupal, es decir, la magnitud de la dedicación a un grupo concreto; (c) el tipo de participación grupal, es decir, si se trata de una mera participación en las actividades, de trabajo voluntario o de liderazgo asociativo). Basándonos en la literatura relevante, esperamos que, en cada uno de estos aspectos, los niveles más elevados de participación y compromiso tendrán una relación más positiva con el bienestar.

El estudio se llevó a cabo en tres países con una tradición asociativa muy distinta pero igualmente extensa: Portugal, España y Brasil. En Portugal existe más de 30 mil organizaciones sin ánimos de lucro (Maçarico, 2016), la mayoría en los ámbitos del ocio, los deportes y el entretenimiento. Algunas estimaciones más recientes (CPCCRD, 2020) calculan que tres de cada 10 portugueses son miembros de una de estas colectividades, y un número significativo de ellos son miembros de sus órganos de gestión. En España, la afiliación asociativa ha aumentado (Ariño-Villarroya, 2003, 2004), aunque con ciertas diferencias regionales y de género (Vázquez-García, 2011). En la actualidad, los españoles están más involucrados en la vida asociativa que hace tres décadas (Morales, 2003), con un interés predominante en la sociabilidad y las asociaciones lúdicas. En Brasil, desde la década de los 90 existe un enorme interés en el movimiento asociativo (Lavalle & Barone, 2015) vinculado al desarrollo del proceso democrático. Lüchmann et al. (2019) identificaron un número extremadamente elevado de organizaciones civiles en 2016: más de 820 organizaciones activas, la mayoría de ellas en el área de la defensa de derechos e intereses (e.g., grupos medioambientales, movimientos de vecinos, asociaciones de estudiantes — 41% — o religiosas — 25%).

Método

Participantes y procedimiento

Los participantes, 848 personas, fueron reclutados en Portugal (N = 396), España (N = 232) y Brasil (N = 318). De estos, 69.0% se identificaron como mujeres, 30.5% como hombres y 0.5% no respondieron a esta pregunta. La media de edad era de 43.92 años (DT = 15.45). La mayoría de los participantes estaban casados o en unión civil (51.8%) y solo 13.6% de ellos vivían solos. La mayoría había completado la educación secundaria (25.3%) o tenía un título universitario (55.7%) y estaba trabajando (52.3%).

Los participantes completaron un cuestionario en línea utilizando la plataforma Qualtrics. La muestra se formó mediante el ‘efecto bola de nieve’ o mediante referencias de los participantes iniciales; es decir, el enlace fue distribuido inicialmente por email o vía Facebook por los directores de las asociaciones que habían aceptado participar y después los propios participantes lo circularon entre sus contactos. Dicho de otro modo, se trata de un muestreo de conveniencia, restringido a participantes que tenían acceso a internet, lo que no permite realizar inferencias sobre una población determinada o sobre la prevalencia de ningún atributo en una población determinada. No obstante, la investigación ha demostrado que este tipo de muestras pueden preservar las relaciones entre las variables al igual que las muestras representativas (e.g., Bhutta, 2012; Brough, 2018). Por eso, a lo largo de este artículo se pone el énfasis en el análisis de las relaciones entre las variables. Al abrir el enlace, los participantes obtenían un consentimiento informado (en línea) que tenían que aceptar antes de comenzar la investigación. El estudio fue revisado y aprobado por el Comité de Ética del ISCE (Universidad de Lisboa) antes de su puesta en marcha.

Medidas

Predictores

Compromiso social

Para evaluar el compromiso social incluimos los ítems del Estudio de los Valores Europeos de 2008 (Q5). Preguntamos a los participantes si pertenecían a 11 tipos de agrupaciones distintas (e.g., yoga, religión, derechos humanos, políticas). Para cada uno de estos 11 grupos, los participantes podían responder: 1 = ‘No pertenezco’, 2 = ‘Pertenezco pero no participo en las actividades del grupo’, 3 = ‘Pertenezco y participo en las actividades del grupo’. Calculamos el compromiso social participativo (pertenencia participativa) en función del número de grupos al que pertenecía cada participante con participación en las actividades del grupo (respuesta ‘3’ en las preguntas anteriores) y el compromiso social no participativo (pertenencia no participativa) en función del número de grupos al que pertenece sin participación en sus actividades (respuesta ‘2’ en las preguntas anteriores).

Participación grupal: tipo e intensidad

Para evaluar la participación grupal del participante, se utilizaron dos indicadores. Los participantes tenían que seleccionar el grupo o asociación en el que estaban más implicados y, en este grupo, indicar el tipo de participación o implicación: si eran miembros de su dirección o gestión, si realizaban trabajos voluntarios o si simplemente participaban en las actividades del grupo. Una parte de la muestra no estaban implicados en ningún grupo, lo que nos permitió organizar tres tipos de participación grupal: liderazgo, voluntariado y participación. Otro indicador relacionado con la intensidad de la participación o implicación en el grupo era el nivel de intensidad o dedicación. Los participantes tenían que indicar el número de horas que dedicaban cada semana a las actividades grupales en la asociación que más valoraban.

Variables de estudio

Salud y bienestar

La salud física se evaluó mediante un ítem sobre la salud percibida: ‘¿Cómo calificaría su salud en general?’, con respuestas sobre una escala tipo Likert de cinco puntos, de ‘muy buena’ a ‘muy mala’ (e.g., Eriksson et al., 2001) y los cuatro ítems de la dimensión sobre salud física del cuestionario sobre el estado de salud SF-36 (Ware & Sherbourne, 1992) (e.g., ‘Me parece que enfermo con más facilidad que otras personas’, de 1 = ‘completamente falso’ a 5 ‘completamente cierto’). Los cinco ítems mostraron una fiabilidad adecuada (α = .78) y se calculó la media de los cinco ítems como el indicador del nivel de salud física autoinformado. La salud mental se evaluó mediante cinco ítems del cuestionario SF-36 (Ware & Sherbourne, 1992) (e.g., ‘¿Con qué frecuencia ha se ha sentido muy nervioso durante las últimas cuatro semanas?’, de 1 = ‘nunca’, a 5 = ‘siempre’). El nivel de consistencia interna de estos ítems era bueno (α = .89), y se calculó la media de los cinco ítems.

Evaluamos el bienestar subjetivo con dos ítems centrados en la felicidad (‘En general. ¿Cuál es su nivel de satisfacción con su vida en la actualidad’) (α = .89), con respuestas sobre una escala de 11 puntos (0–10). Estas preguntas fueron formuladas por Diener (2000) y se utilizan habitualmente en el Cuestionario social europeo (Swift et al., 2014).

Variables sociodemográficas

Medimos una serie de variables demográficas: sexo, edad, estado civil, nivel de estudios y nivel socioeconómico percibido. Este último se midió mediante dos ítems distintos: ‘¿Cuál es su nivel de satisfacción con su nivel socioeconómico actual?’ (1 = ‘nada satisfecho’ a 5 = ‘totalmente satisfecho’) y ‘¿Le resulta fácil tener suficiente dinero hasta final de mes? (1 = ‘extremadamente difícil’ a 4 = ‘extremadamente fácil’)’, r = .56, p < .001.

Resultados

Compromiso social

El compromiso social describe la participación de los individuos en múltiples grupos. Alrededor de 86% de los participantes estaban implicados en algún grupo. De estos, 75.8% participaban activamente en las actividades de al menos un grupo (pertenencia participativa). Los grupos relacionados con el deporte, la educación y el ocio eran los más populares entre nuestros participantes. Más de la mitad de la muestra pertenecía a estos grupos (56.3%) y casi la mitad declaraban participar en actividades deportivas, educativas o de ocio y entretenimiento (47.6%; Tabla 1).

Tabla 1.

Porcentaje de personas que dicen pertenecer o pertenecer y participar en distintos tipos de organizaciones (N = 729)

	Pertenecen N (%)	Pertenecen y participanN (%)
Deportes, educación y ocio	34 (8.7%)	186 (47.6%)
Servicios sociales para mayores y personas con discapacidades	17 (4.4%)	132 (34.1%)
Organizaciones religiosas o vinculadas a la iglesia	28 (7.3%)	85 (22.3%)
Asociaciones artísticas y culturales	28 (7.3%)	104 (27.1%)
Sindicatos y asociaciones profesionales	54 (14.1%)	32 (8.4%)
Partidos o grupos políticos	23 (6.0%)	27 (7.0%)
Asociaciones solidarias	24 (6.3%)	75 (19.5%)
Derechos humanos	20 (5.2%)	28 (7.3%)
Ecología y patrimonio cultural	22 (5.7%)	41 (10.6%)
Trabajo con y para los jóvenes	13 (3.4%)	61 (16.0%)
Fomento de la salud	13 (3.4%)	42 (11.0%)

Llevamos a cabo 10 ANOVA inter sujeto para probar las diferencias de compromiso social participativo y no participativo, en función de las variables sociodemográficas: nivel socioeconómico, sexo, edad, nivel de estudios y estado civil (Tabla 2).

Tabla 2.

Medias y desviaciones típicas del compromiso social participativo y no participativo en función del nivel socioeconómico (N = 675)

	Compromiso social no participativo M (DT)	Compromiso social participativo M (DT)	Pruebas Compromiso social no participativo; Compromiso social participativo
Sexo			F(2, 500) = 6.67, p = .001, ε² _part = .03 F(2, 500) = 0.28, p = .759, ε² _part = .00
Hombre	1.07 (1.23)	5.79 (4.01)
Mujer	0.72 (1.02)	5.53 (3.60)
Grupo de edad			F(5, 493) = 0.54, p = .746, ε² _part = .01 F(5, 493) = 2.29, p = .044, ε² _part = .02
18-24	0.69 (1.42)	4.69 (2.92)
25-34	0.74 (1.13)	5.18 (3.28)
35-44	0.86 (1.20)	5.28 (3.74)
45-54	0.84 (1.01)	5.66 (4.25)
55-64	0.96 (1.18)	6.45 (3.90)
65 +	0.85 (1.13)	6.06 (3.50)
Nivel de estudios			F(4, 497) = 3.34, p = .010, ε² _part = .03 F(4, 497) = 1.60, p = .173, ε² _part = .01
Básicos	2.25 (0.96)	3.50 (3.00)
Secundaria	0.93 (1.14)	5.02 (3.62)
Grado o Máster	0.72 (1.04)	5.82 (3.80)
Doctorado	0.93 (1.35)	5.35 (3.18)
Estado civil			F(3, 832) = 5.17, p = .002, ε² _part = .02 F(3, 832) = 2.39, p = .067, ε² _part = .01
Soltero/a	0.76 (1.20)	5.32 (3.22)
Casado/a Unión civil	0.85 (1.07)	5.59 (3.87)
Divorciado/a	0.90 (1.01)	6.24 (4.20)
Viudo/a	1.25 (1.76)	7.67 (3.89)
Nivel socioeconómico			F(1, 497) = 1.13, p = .288, ε² _part = .00 F(1, 497) = 4.70, p = .031, ε² _part = .01
Medio	0.85 (1.14)	5.65 (3.69)
Alto	0.59 (0.73)	3.91 (3.40)

Nota: Estos resultados se obtuvieron tras controlar la edad, el sexo, el nivel socioeconómico y la nacionalidad.

En nuestra muestra, el compromiso social no participativo (pertenencia no participativa) era independiente de la edad y del nivel socioeconómico percibido, F(5, 493) = 0.54, p = .746, ε² _part = .01; F(1, 497) = 1.13, p = .288, ε² _part = .00. Sin embargo, los hombres indicaron un compromiso menos participativo que las mujeres, F(2, 500) = 6.67, p = .001, ε² _part = .03. Asimismo, las personas con un nivel de estudios básico y que habían enviudado indicaban su pertenencia no participativa a un número de grupos mayor que los participantes de otros estados civiles, F(4, 497) = 3.34, p = .010, ε² _part = .03, F(3, 832) = 5.17, p = .002, ε² _part = .02 (Tabla 2).

El compromiso social participativo era similar en hombres y mujeres, y también para los participantes de distinto nivel de estudios y estado civil, F(2, 500) = 0.28, p = .759, ε²part = .00; F(4, 497) = 1.60, p = .173, ε²part = .01; F(3, 832) = 2.39, p = .067, ε²part = .01. Sin embargo, los participantes de mayor edad indicaban un compromiso más participativo, F(5, 493) = 2.29, p = .044, ε²part = .02, así como los de nivel socioeconómico más bajo, F(1, 497) = 4.70, p = .031, ε²part = .01 (Tabla 2). En el análisis realizado para cada variable sociodemográfica se controlaron los efectos del resto de las variables sociodemográficas.

En la Tabla 3 se muestran los estadísticos descriptivos y las correlaciones bivariadas de las variables compuestas. Se observó una correlación positiva entre el compromiso participativo y la salud mental (r = .15, p < .001) y física (r = .10, p = .002) y el bienestar (r = .16, p < .001), lo que apunta a que cuanto mayor era el número de grupos con los que los participantes tenían un compromiso participativo, mayores eran los niveles de salud y bienestar percibidos. No obstante, no observó ninguna correlación entre la pertenencia no participativa y los niveles de salud y bienestar autoinformados.

Tabla 3.

Estadísticos descriptivos y correlaciones para las variables del estudio (N = 677)

	n	M	DT	1	2	3	4	5
1. Compromiso no participativo	946	0.76	1.09	-
2. Compromiso participativo	946	4.08	3.75	.02	-
3. Tiempo dedicado al grupo	946	7.03	7.47	.04	.06	-
3. Salud mental	946	3.43	0.65	−.02	.15**	.09*	-
4. Salud física	946	3.71	0.67	−.04	.10**	−.04	.37**	-
5. Bienestar	946	7.29	1.58	−.02	.16**	−.10	.56**	.34**

Nota: *p < .05; **p < .01

En los análisis adicionales se efectuaron procedimientos de regresión múltiple para investigar la relación entre el compromiso participativo y no participativo y la salud física, mental y el bienestar, controlando la edad, sexo, nivel socioeconómico y nacionalidad de los participantes (Tabla 4). En un primer paso, los resultados de tres regresiones múltiples lineales indicaron que existía un efecto pequeño pero significativo entre la participación y la salud mental, física y el bienestar, F(2, 837) = 8.89, p < .001, R ² = .02; F(2, 837) =3.22, p = .040, R ² = .01; F(2, 837) = 11.24, p < .001, R ² = .03), respectivamente. En un segundo paso, controlamos la edad, sexo, nivel socioeconómico y nacionalidad. De nuevo, los resultados de las regresiones múltiples lineales indicaron que se daban efectos significativos en la salud física y mental y en el bienestar, F(6, 833) = 23.73, p < .001, R ² = .14; F(6, 833) = 10.30, p = .040, R ² = .07; F(6, 833) = 21.52, p < .001, R ² = .13, respectivamente. Los resultados merecen especial atención. El compromiso participativo se relacionaba positivamente con las tres variables de resultados, y esta relación era significativa incluso al controlar las variables sociodemográficas. Sin embargo, el compromiso no participativo no era un predictor significativo de la salud o del bienestar. Los análisis también revelaron una relación significativa entre las variables sociodemográficas y las variables de resultado, es decir: el sexo, la edad y el nivel socioeconómico tenían una relación significativa con la salud mental, el nivel socioeconómico y la nacionalidad se relacionaban significativamente con la salud física y la edad, el nivel socioeconómico y la nacionalidad tenían una relación significativa con el bienestar.

Tabla 4.

Regresiones de las relaciones entre participación y salud y bienestar (N = 609)

Variable	β	ET	T	P	IC 95%	Modelo
	Salud mental
Modelo 1						F(2, 837) = 8.89, p < .001, R ² = .02
Compr. no participativo	−.01	.02	−0.17	.869	[−.04, .04]
Compr. participativo	.14	.01	4.22	.000	[.01, .04]
Modelo 2						F(6, 833) = 23.73, p < .001, R ² = .14
Compr. no participativo	−.06	.02	−1.69	.092	[−.07, .01]
Compr. participativo	.10	.01	3.18	.002	[.01, .03]
Edad	.25	.00	7.56	.000	[.01, .01]
Género	−.17	.04	−5.28	.000	[−.32, −.15]
Nivel socioeconómico	.12	.03	3.78	.000	[.05, .16]
Nacionalidad	−.02	.03	−0.72	.473	[−.07, .03]
	Salud física
Modelo 1						F(2, 837) =3.22, p = .040, R ² = .01
Compr. no participativo	−.06	.02	−1.61	.108	[−.08, .01]
Compr. participativo	.07	.01	1.98	.048	[.00, .03]
Modelo 2						F(6, 833) = 10.30, p = .040, R ² = .07
Compr. no participativo	−.07	.02	−1.95	.052	[−.08, .00]
Compr. participativo	.07	.01	2.17	.031	[.00, .03]
Edad	−.06	.00	−1.70	.091	[−.01, .00]
Sexo	.06	.05	1.87	.062	[−.01, .18]
Nivel socioeconómico	.19	.03	5.61	.000	[.11, .23]
Nacionalidad	.16	.03	4.54	.000	[.07, .17]
	Bienestar
Modelo 1						F(2, 837) = 11.24, p < .001, R ² = .03
Compr. no participativo	−.02	.05	−0.62	.533	[−.13, .07]
Compr. participativo	.16	.01	4.71	.000	[.07, .17]
Modelo 2						F(6, 833) = 21.52, p < .001, R ² = .13
Compr. no participativo	−.07	.05	−1.97	.049	[−.19, .00]
Compr. participativo	.13	.01	4.01	.000	[.03, .08]
Edad	.16	.00	4.66	.000	[.01, .02]
Sexo	−.03	.11	−0.83	.406	[−.30, .12]
Nivel socioeconómico	.27	.07	8.11	.000	[.41, .68]
Nacionalidad	.12	.06	3.56	.000	[.10, .33]

Participación grupal

También exploramos si la participación en un grupo determinado estaba asociada con la salud y el bienestar percibidos. En la Tabla 5 se muestran el número y porcentaje de participantes implicados en distintos grupos, así como la intensidad de su participación (última columna). Más del 30% de los miembros de las asociaciones pertenecían a uno de sus órganos gestores y los definimos aquí como líderes asociativos. El sexo y la edad tenían una relación significativa con el tipo de participación en las asociaciones. Mientas que un 22% de los hombres participaban como líderes asociativos, solo un 11% de las mujeres desempeñaban esta función. Por el contrario, el 38% de los voluntarios eran mujeres, mientras que solo un 24% de los hombres involucrados en asociaciones realizan trabajos voluntarios. El test chi cuadrado de independencia reveló que la diferencia entre ambos sexos es significativa, X ²(3, 841) = 25.16, p = .001. Los líderes asociativos también tendían a ser mayores: 48% de los miembros de los órganos directivos tienen 55 años o más, mientras que eso solo ocurre con el 32% de los voluntarios y el 21% de los miembros no participativos. El test de chi cuadrado indica que la diferencia entre los distintos grupos de edad es significativa, X ²(15, 845) = 69.57, p = .001. No se observaron diferencias significativas en la relación de los distintos tipos de participación con el nivel de estudios y el nivel socioeconómico percibido.

Tabla 5.

Participación grupal en distintas asociaciones: tipo de participación e intensidad de la participación

	Total N(%)	Liderazgo N(%)	Voluntariado N(%)	Asistencia N(%)	Número de horas por semana M (DT)
Cultura, deportes y ocio	232 (24.5%)	75 (32.3%)	77 (33.2%)	78 (33.6%)	9.48 (9.47)
Población en situación de vulnerabilidad social	292 (30.9%)	71 (24.3%)	201 (68.8.5%)	20 (6.8%)	7.68 (7.68)
Derechos humanos, de animales o conservación de la naturaleza	86 (9.1%)	30 (34.9%)	47 (54.7%)	9 (10.5%)	8.55 (8.50)
Asociaciones profesionales, partidos políticos o sindicatos	77 (8.1%)	27 (35.1%)	28 (36.4%)	21 (27.3%)	9.96 (9.13)
Desarrollo local	82 (8.7%)	32 (39.0%)	39 (47.6%)	11 (13.4%)	8.24 (7.57)

Nota: Los participantes podían clasificar las asociaciones a las que pertenecían en más de una categoría. En la primera columna, el % se calculó teniendo en cuenta la muestra total; en las otras columnas, se calculó teniendo en cuenta el valor N de cada tipo asociativo.

Los resultados de un ANOVA intersujeto indicaron que la mayoría de los participantes optaban por las asociaciones dedicadas a personas en situación social vulnerable como las más importantes para ellos, seguidos de cerca por las centradas en la cultura, los deportes o el ocio, F(4, 942) = 64.47, p < .001. Los participantes también declararon realizar más trabajos voluntarios en asociaciones centradas en poblaciones vulnerables o en los derechos humanos o de los animales. La media de horas dedicadas a los distintos tipos de grupos no reveló diferencias significativas, F(4, 942) = 64.47, p < .001.

Como se muestra en la Tabla 6, se observó una diferencia significativa en la salud mental y el bienestar percibidos, con mejores resultados para los participantes que indicaban mayor nivel de participación, F(3, 828) = 3.97, p = .008, ε² _part = .01, F(3, 828) = 5.45, p = .001, ε² _part = .02. En particular, observamos diferencias significativas en los niveles de salud mental y bienestar percibidos entre los líderes y voluntarios en relación a los que no pertenecían a ningún grupo, 95% CI [−0.46, −0.11], [−0.35, −0.07], [−1.15, −0.29], [−0.67, −0.22]. Líderes y voluntarios no se diferenciaban significativamente entre ellos respecto a la salud física y mental y al nivel de bienestar percibidos, 95% CI [−0.10, 0.26], [−0.26, 0.10], [−0.28, 0.10]. Los resultados se obtuvieron tras controlar la edad, el sexo, el nivel socioeconómico y la nacionalidad. Los resultados de las regresiones lineales múltiples revelaron un efecto significativo entre la participación asociativa y la salud mental y el bienestar, F(1, 604) = 22.22, p < .001, R ² = .04; F(1, 604) = 23.02, p < .001, R ² = .04), respectivamente. La relación entre la participación asociativa y la salud física no era significativa, F(1, 604) = 0.15, p = .703, R ² = .00. En un segundo paso controlamos la edad, sexo, nivel socioeconómico y nacionalidad de los participantes. En este caso, los resultados de las regresiones lineales múltiples revelaron la existencia de efectos significativos en la salud mental y física y en el bienestar, F(5, 600) = 13.72, p < .001, R ² = .10; F(5, 600) = 7.32, p < .001, R ² = .06; F(5, 600) = 15.00, p < .001, R ² = .11, respectivamente. La participación asociativa se relaciona positivamente con la salud mental y el bienestar, y esta asociación es significativa incluso tras controlar las variables sociodemográficas. Sin embargo, la participación asociativa solo era un predictor positivo significativo de la salud física tras controlar las variables sociodemográficas. También se observó una relación significativa entre las variables demográficas y las de resultado: edad, sexo y nivel socioeconómico se relacionaban significativamente con la salud mental; edad, sexo, nivel socioeconómico y nacionalidad mantenían una relación significativa con la salud física, y edad, nivel socioeconómico y nacionalidad se relacionaban significativamente con el bienestar.

Tabla 6.

Regresiones de las relaciones de la participación asociativa y la salud y el bienestar (N = 606)

Variable	β	ET	t	P	CI 95%	Modelo
	Salud mental					F(1, 604) = 22.22, p < .001, R ² = .04
Modelo 1
Participación asociativa	.19	.02	4.71	.000	[.06, .15]
Modelo 2						F(5, 600) = 13.72, p < .001, R ² = .10
Participación asociativa	.13	.02	3.12	.002	[.03, .12]
Edad	.20	.00	4.91	.000	[.01, .01]
Sexo	−.12	.05	−2.95	.003	[−.26, −.05]
Nivel socioeconómico	.09	.03	2.22	.027	[.01, .11]
Nacionalidad	.02	.04	0.37	.713	[−.06, .09]
	Salud física					F(1, 604) = 0.15, p = .703, R ² = .00
Modelo 1
Participación asociativa	.02	.02	0.38	.703	[−.04, .06]
Modelo 2						F(5, 600) = 7.32, p < .001, R ² = .06
Participación asociativa	.08	.03	2.01	.045	[.00, .10]
Edad	−.12	.00	−2.84	.005	[−.01, .00]
Sexo	.10	.06	2.36	.019	[.02, .25]
Nivel socioeconómico	.11	.03	2.78	.006	[.02, .13]
Nacionalidad	.14	.04	3.27	.001	[.06, .27]
	Bienestar					F(1, 604) = 23.02, p < .001, R ² = .04
Modelo 1
Participación asociativa	.19	.05	4.80	.000	[.15, .37]
Modelo 2						F(5, 600) = 15.00, p < .001, R ² = .11
Participación asociativa	.20	.06	4.86	.000	[.16, .38]
Edad	.09	.00	2.30	.022	[.00, .02]
Sexo	−.01	.13	−0.30	.766	[−.28, .21]
Nivel socioeconómico	.22	.06	5.74	.000	[.23, .47]
Nacionalidad	.15	.10	3.82	.000	[.18, .55]

Por último, nuestros análisis se centraron en la relación entre el tiempo que los participantes dedicaban a la actividad grupal asociativa y el nivel de salud y bienestar, controlando edad, sexo, nivel socioeconómico y nacionalidad (Tabla 7). Para este análisis, solo se incluyeron los participantes que estaban involucrados en algún grupo como líderes, trabajadores voluntarios o que participaban en sus actividades. Llevamos a cabo tres análisis de regresión lineal para probar la relación entre la intensidad de su participación grupal (el tiempo dedicado al grupo) y su nivel de salud y bienestar, en función de la edad, el sexo, el nivel socioeconómico y la nacionalidad. En un primer paso, los resultados de las regresiones lineales múltiples indicaron que no había efectos significativos del predictor en la salud mental, física o bienestar del participante, F(1, 521) = 2.44, p = .119, R ² = .01; F(1, 521) = 0.67, p = .607, R ² = .00; F(1, 521) = 2.77, p = .097, R ² = .01, respectivamente. En un segundo paso, controlamos edad, sexo, nivel socioeconómico y nacionalidad. Los resultados de las regresiones lineales múltiples revelaron un efecto significativo de los predictores en la salud mental y física y en el bienestar, F(5, 517) = 17.06, p < .001, R ² = .14; F(5, 517) = 3.66, p = .003, R ² = .03; F(5, 517) = 5.95, p < .001, R ² = .05), respectivamente. No obstante, los resultados revelan que el tiempo que los participantes dedicaban al grupo no era un predictor significativo de la salud o del bienestar. De nuevo, las variables sociodemográficas explicaban parte de la varianza en las variables de resultados: edad, sexo y nivel socioeconómico mantenían una relación significativa con la salud mental; la nacionalidad guardaba una relación significativa con la salud física y tanto la edad como la nacionalidad mantenían una relación significativa con el bienestar.

Tabla 7.

Salud y bienestar por intensidad de la participación grupal (análisis de regresión), N = 609

Variable	β	ET	t	p	IC 95%	Modelo
	Salud mental					F(1, 521) = 2.44, p = .119, R ² = .01
Modelo 1
Tiempo dedicado al grupo	.07	.00	1.56	.119	[−.00, .01]
Modelo 2						F(5,517) = 17.06, p < .001, R ² = .14
Tiempo dedicado al grupo	−.00	.00	−0.08	.937	[−.01, .01]
Edad	.29	.00	6.87	.000	[.01, .02]
Sexo	−.18	.06	−4.30	.000	[−.35, −.13]
Nivel socioeconómico	−.09	.01	−2.10	.037	[−.24, −.01]
Nacionalidad	−.05	.03	−1,22	.222	[−.09, .02]
	Salud física					F(1, 521) = 0.67, p = .607, R ² = .00
Modelo 1
Tiempo dedicado al grupo	−.02	.00	−0.52	.607	[−.01, .01]
Modelo 2						F(5, 517) = 3.66, p = .003, R ² = .03
Tiempo dedicado al grupo	.00	.00	0.02	.983	[−.01, .01]
Edad	−.02	.00	−0.51	.611	[−.01, .00]
Sexo	.08	.06	1.71	.087	[−.02, .23]
Nivel socioeconómico	−.02	.07	−0.54	.588	[−.16, .09]
Nacionalidad	.15	.03	3.46	.001	[.05, .17]
	Bienestar					F(1, 521) = 2.77, p = .097, R ² = .01
Modelo 1
Tiempo dedicado al grupo	.07	.01	1.67	.097	[−.00, .03]
Modelo 2						F(5, 517) = 5.95, p < .001, R ² = .05
Tiempo dedicado al grupo	.05	.01	1.02	.307	[−.01, .02]
Edad	.18	.00	4.11	.000	[.01, .03]
Sexo	−.05	.14	−1.20	.230	[−.44, .11]
Nivel socioeconómico	−.07	.15	−1.60	.110	[−.52, .05]
Nacionalidad	.10	.07	2.21	.027	[.02,.30]

Discusión

Nuestros resultados sugieren que el compromiso con el movimiento asociativo tiene un impacto positivo en la salud y el bienestar de los asociados, pero este resultado positivo solo es evidente en los casos de participación activa (pertenencia participativa). De hecho, nuestros resultados muestran que el compromiso asociativo no está asociado con la calidad de vida del participante cuando este compromiso es no participativo, como la mera pertenencia a una asociación, ni tampoco depende simplemente del tiempo dedicado a ella. Además, nuestros resultados sugieren que es la calidad de dicha participación la que está vinculada con un resultado positivo: participar en las actividades del grupo, hacer trabajos voluntarios o asumir algún tipo de liderazgo. Aunque la idea de que el compromiso asociativo produce beneficios a sus miembros no es nada nuevo, nuestros resultados son relevantes por varios motivos.

En primer lugar, es la primera vez que se tiene en cuenta el papel que la persona desempeña en la asociación para analizar los beneficios de la participación grupal para la salud. En nuestro estudio comparamos miembros de los órganos de gestión, trabajadores voluntarios y meros asistentes a las actividades de la asociación. Controlando las variables sociodemográficas, los resultados muestran claramente las ventajas de una participación más activa e intensa. En particular, los líderes, aunque también los trabajadores voluntarios, presentan niveles más elevados de salud (física y mental) y bienestar que los miembros no activos de las asociaciones. Esta investigación es coherente con trabajos anteriores sobre los impactos positivos del voluntariado (Jenkinson et al., 2013; Okun et al., 2013), y los amplía teniendo en cuenta el papel del liderazgo en la actividad asociativa. Los valores medios del nivel de salud mental y de bienestar de los líderes asociativos eran más elevados incluso que los de los trabajadores voluntarios (aunque la diferencia no era estadísticamente significativa). Este resultado enlaza con los obtenidos por Catano et al. (2001) con líderes de sindicatos y voluntarios de grupos comunitarios, que presentaban niveles más elevados de compromiso y dedicación que el resto de los miembros.

Nuestro estudio muestra que este efecto se da también en la salud y el bienestar y debería retomarse en futuras investigaciones. Otro resultado importante de nuestro estudio está relacionado con la calidad de la participación en la asociación. El compromiso asociativo no participativo (pertenencia no participativa) o la mera duración de la dedicación al grupo no son predictores significativos de los beneficios del compromiso grupal. Contrariamente a lo que esperábamos, el tiempo dedicado a las asociaciones no está vinculado con beneficios psicológicos para el participante. Sin embargo, el compromiso participativo y la experiencia activa — como líder o voluntario — muestra una relación clara con niveles más altos de salud y bienestar. Este resultado es importante, porque la mayor parte de la investigación sobre el compromiso con asociaciones cívicas asume que la participación genera beneficios psicológicos, sin tener en cuenta qué tipo de experiencia es responsable de esos efectos positivos. Y, de hecho, han empezado a publicarse algunos estudios en el área de la psicología política que demuestran que la calidad de las distintas experiencias de participación es clave para el impacto psicológico. En esta literatura también se muestra evidencia de que el activismo político tiene un impacto positivo (Klar & Kasser, 2009), pero el tipo de experiencia de participación se erige como un moderador importante. Por ejemplo, Ferreira et al. (2012), con una muestra longitudinal de jóvenes estudiantes de secundaria, mostraron que la calidad de las experiencias de participación tenía una influencia positiva en su disposición a implicarse en temas políticos en el futuro. Fernandes-Jesus et al. (2012) también mostraron que las experiencias de una participación de calidad están relacionadas con mayor nivel de eficacia política y con la intención de implicarse más en el futuro. Así pues, aunque existe evidencia de que las experiencias de mayor calidad influyen en mayor medida, es necesario desarrollar esta línea de investigación en el futuro, puesto que los resultados psicológicos y sus mediadores no están suficientemente explorados.

Limitaciones

Comentamos tres limitaciones importantes de nuestra investigación que merecen especial mención. En primer lugar, las muestras utilizadas no son representativas puesto que el reclutamiento de participantes vía email a través de las asociaciones y el uso de cuestionarios en línea producen una muestra sesgada. No obstante, cabe señalar que esta estrategia nos permitió hacer llegar a cada miembro de las asociaciones un contacto de email o Facebook para poder participar en el estudio. Además, estos métodos de contacto han sido habituales durante los confinamientos causados por la pandemia de COVID-19 que ha coincidido con el periodo de recolección de datos. También que- remos señalar que la evidencia sugiere que, aunque las muestras no sean representativas, las relaciones entre las variables revelan los mismos patrones observados en muestras representativas. De hecho, dado que los miembros de la asociación (y, en particular, los líderes de las mismas) constituyen un grupo minoritario, este tipo de enfoque nos permite tener acceso a nuestra población meta. Además, nuestra muestra ostenta algunos de los atributos que han sido identificados en otros estudios sobre asociaciones, en concreto la sobrerrepresentación de hombres en posiciones de poder y de mujeres en los trabajos voluntarios (Söderhielm, 2014; Wilson, 2000).

En segundo lugar, nuestras medidas de la participación y las escalas utilizadas para medir la salud y el bienestar eran de tipo autoinforme, cuyas limitaciones son cono-cidas. Aunque gran parte de la investigación en este ámbito se realiza utilizando este tipo de medidas, futuras investigaciones deberían tratar de reproducir este estudio utilizando otros métodos alternativos para evaluar la participación asociativa.

Otra limitación de nuestro estudio tiene que ver con su diseño correlacional, que no nos permite extraer conclusiones sobre la relación causal entre la participación asociativa y la salud. De hecho, podríamos afirmar lo contrario, que las personas más sanas y felices están más dispuestas a participar de una manera más activa en las asociaciones. Para poder estar seguros de la dirección de esta relación causal, debería adoptarse un diseño longitudinal e, idealmente, deberían analizarse también en detalle las transiciones de estado (es decir, la transición entre no ser miembro y pasar a ser miembro, o entre ser un miembro no activo y ser un miembro activo, pero sobre todo entre ser un miembro normal y ser un trabajador voluntario, así como antes y durante una expe-riencia de liderazgo. Solo así se pueden llegar a establecer las relaciones causales.

Conclusión

En este estudio se analizan los beneficios que la participación reporta para la salud, y se comparan distintos niveles de compromiso asociativo. Controlando ciertos aspectos sociodemográficos de los participantes, nuestros análisis estadísticos concluyen que solo el compromiso asociativo participativo está relacionado con la mejora de los niveles de salud mental y física y del bienestar. En particular, las experiencias de una participación activa (como voluntario o un líder de la asociación) predice mayores beneficios psicológicos. Por el contrario, la salud no está vinculada a la mera pertenencia a una asociación o al tiempo que se dedica a ella. Aunque algunos resultados previos señalan el valor de ser miembro de una asociación y del trabajo voluntario, nuestro estudio incluye la calidad de la participación como moderador clave de los beneficios psicológicos, una línea de investigación importante que debe desarrollarse en el futuro.

Esperamos que los resultados de este estudio sean de utilidad al menos en dos aspectos. Primero, para demostrar que la participación asociativa no siempre está relacionada con la salud, puesto que claramente es necesario llevar a cabo investigaciones adicionales sobre los moderadores y mediadores de la relación entre la participación asociativa y el bienestar. Esta línea de investigación puede contribuir a ampliar nuestros conocimientos sobre el impacto social del movimiento asociativo. En segundo lugar, nuestros resultados pueden ser utilizados por las asociaciones para desarrollar actividades que incentiven a sus miembros a participar de un modo más activo y que atraigan a un rango más amplio de personas con motivación para involucrarse en las actividades de la asociación o incluso formar parte de sus órganos de gestión, dadas las oportunidades de crecimiento personal y los beneficios psicológicos derivados.

Footnotes

This research was partially supported by Centre for Psychological Research and Social Intervention (CIS-IUL). The authors would like to thank all the associations that were involved in the data collection for this study. / Esta investigación ha recibido el apoyo del Centro de Investigación y de Intervención Social de Portugal (CIS-IUL). Las autoras quieren agradecer a todas las asociaciones su participación en la recolección de datos para este estudio.

No potential conflict of interest was reported by the author(s). / Los autores no han referido ningún potencial conflicto de interés en relación con este artículo.

ORCID

Maria-Luísa Lima

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