Estructura factorial del cuestionario de percepción de estilos de ...

May 13, 2018 | Author: Anonymous | Category: Documents
Share Embed


Short Description

El CRPBI es un cuestionario de autoinforme de 52 ítems diseñado para evaluar las prácticas de crianza paternas percib...

Description

Revista de Psicología Clínica con Niños y Adolescentes Vol. 3. Nº. 2 - Julio 2016 - pp 69-78

Copyright© 2016 RPCNA www.revistapcna.com - ISSN 2340-8340

Revista de Psicología Clínica con Niños y Adolescentes

Estructura factorial del cuestionario de percepción de estilos de crianza CRPBIAbreviado Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín Universidad Nacional de Educación a Distancia, España Resumen El objetivo del presente trabajo consiste en presentar la estructura factorial de la versión española abreviada de 29 ítems del Child’s Report of Parental Behavior Inventory (CRPBI). El CRPBI es un cuestionario de autoinforme de 52 ítems diseñado para evaluar las prácticas de crianza paternas percibidas por los niños y adolescentes. Aplicamos el cuestionario a una muestra amplia de niños con edades comprendidas entre los 9 y 12 años. La forma abreviada de 29 ítems del cuestionario (CRPBI-A) consiste en seis escalas que evalúan los siguientes 6 estilos de prácticas de crianza: comunicativo, hostil/rechazo, controlador, permisivo, sobreprotector, y negligente. Los análisis factoriales exploratorios y confirmatorios apoyan la validez factorial del CRPBI-A e indican que el mejor ajuste corresponde al modelo de seis factores correlacionados, los cuales representan las 6 escalas de estilos de crianza. Obtuvimos similares resultados para las estimaciones relacionadas con las conductas del padre y de la madre. Sugerimos que el CRPBI-A es un instrumento multidimensional apropiado para la evaluación de los estilos de crianza en los ámbitos de investigación y clínicos. Palabras clave: CRPBI-A, estilos de crianza, validez factorial, evaluación, análisis factorial confirmatorio.

Abstract Factor structure of the Child’s Report of Parental Behavior Inventory–Abbreviated (CRPBI-A). The aim of this work was to present the factor structure of a Spanish reduced 29-item version of the Child’s Report of Parental Behavior Inventory (CRPBI). The CRPBI is a 52-item self-report questionnaire designed to assess perceived parental behavior in children and adolescents. It was applied to a large sample of children ranging in age from 9 to 12 years old. The 29-item abbreviated form of the questionnaire (CRPBI-A) consists of six scales assessing the following 6 child-rearing styles: communicative, hostile/rejection, controlling, permissive, overprotective, and negligent. Exploratory and confirmatory factor analyses support the factorial validity of the CRPBI-A, and indicate that the best fit correspond to the model of six correlated factors, which represent the 6 scales of parental behavior styles. Similar results were found for ratings about father and mother behaviors. Data also provided support for reliability of the proposed scales. We suggest that the CRPBI-A is an appropriate multidimensional instrument for assessing parenting styles in research and clinical settings. Keywords: CRPBI-A, child-rearing behavior, factorial validity, assessment, confirmatory factor analysis.

Existe evidencia de que la psicopatología que se observa durante la infancia y la adolescencia obedece a múltiples factores, tanto de tipo constitucional como de índole ambiental. Entre los factores ambientales se han sugerido como especialmente relevantes los relacionados con el apego (Magaz, Chorot, Sandín, Santed, & Valiente, 2011; Muris, 2007; Sandín, 1997) y los estilos de crianza (Carrasco, del Barrio, & Holgado, 2007; Forehand & Long, 2010; Iglesias & Romero, 2009; Muris, 2007; Samper, Cortés, Mestre, Nácjer, & Tur, 2006; van der Put, Assink, & Stams, 2016). Estos factores ambientales pueden modular o mediar en el efecto que inducen los factores constitucionales (p.ej., inhibición conductual, afectividad negativa, neuroticismo) sobre la salud del niño y/o adolescente (Sandín, 1997). Así mismo, el conocimiento de los estilos de crianza (i.e., prácticas de crianza, estilos Correspondencia: Bonifacio Sandín. Universidad Nacional de Educación a Distancia. Facultad de Psicología. Calle Juan del Rosal, 10, 28040, Madrid, España. E.mail: [email protected] Factor structure of the Child’s Report of Parental Behavior Inventory–Abbreviated (CRPBI-A)

parentales) y su influencia sobre la salud puede ser de gran utilidad, no sólo para el conocimiento psicopatológico de los problemas característicos de la infancia y la adolescencia, sino también para elaborar programas de prevención primaria en este tipo de población (Iglesias & Romero, 2009; Mendoza, Pedroza, & Martínez, 2014; Rodríguez, del Barrio, & Carrasco, 2009). Los estilos de crianza suelen evaluarse a través de la percepción que tienen los niños/adolescentes sobre la forma en que se comportan sus padres respecto a ellos (p.ej., su conducta, normas, disciplina familiar, patrones de educación, comunicación y afecto, socialización, etc.). Estos comportamientos suelen perfilarse en diversos patrones o estilos de crianza que los padres transmiten a sus hijos durante el proceso del desarrollo evolutivo de estos, y pueden influir

70

Cuestionario de percepción de estilos de crianza

en su desarrollo y equilibrio psicológico. Se ha sugerido, por ejemplo, que los estilos parentales en los que predomina el rechazo, la frialdad emocional, la falta de apoyo y otras pautas de crianza negativas suelen asociarse a problemas psicopatológicos en los niños o adolescentes, tales como problemas de ansiedad y depresión, abuso de drogas, y diversos problemas del comportamiento (Muris, 2007; Repetti, Taylor, & Seeman, 2002). Un aspecto importante para el estudio de los estilos de crianza y su posible aplicación en los ámbitos clínicos y preventivos consiste en contar con instrumentos validados para su evaluación. Uno de los instrumentos más conocidos en este sentido es el Child’s Reports of Parental Behavior Inventory (CRPBI), un cuestionario de autoinforme de 52 ítems desarrollado por Schaefer (1965) para ser aplicado a niños y adolescentes. El CRPBI se elaboró sobre la base de 8 escalas racionales (autonomía, autonomía y amor, amor, amor y control, control y hostilidad, hostilidad, y hostilidad y autonomía) y 26 constructos (autonomía extrema, disciplina laxa, autonomía moderada, promover la sociabilidad, evaluación positiva, compartir, expresión del afecto, estimular el pensamiento independiente, apoyo emocional, trato igualitario, estimulación intelectual, focalización en el niño, posesividad, proteccionismo, intrusividad, supresión de la agresión, severidad, castigo, control a través de la culpa, dirección parental, riñas, evaluación negativa, irritabilidad, rechazo, negligencia, ignorar). El cuestionario evalúa la percepción que tiene el niño sobre las pautas de crianza, permitiendo separar entre la conducta referida al padre y la conducta referida a la madre. El CRPBI fue adaptado al español por Samper et al. (2006) basándose en una muestra de 1274 adolescentes (13-18 años) y presentaron datos preliminares sobre su estructura factorial. Los autores aplicaron análisis de componentes principales y rotación ortogonal, y obtuvieron 14 factores referidos a la conducta de la madre, y 13 factores referidos a la conducta del padre. Aunque los autores no informan sobre los valores propios de los factores, se supone que extrajeron todos los factores con autovalores ≥ 1 (criterio de Kaiser). Aplicar sólo este criterio constituye un procedimiento inadecuado, ya que suele conducir a la extracción de un número excesivo de factores, muchos de los cuales pueden ser irrelevantes. Posteriormente, Samper et al. (2006) llevaron a cabo una nueva factorización forzando la extracción a 8 factores, de acuerdo con la propuesta de 8 escalas sugerida por Schaefer (1965). Los resultados de este análisis de componentes principales resultaron en 8 dimensiones que no coincidían con las 8 escalas propuestas por Schaefer. Siete de estas dimensiones coincidieron para el padre y para madre, las cuales fueron denominadas por los autores del siguiente modo: Apoyo y estimulación a la toma de decisiones, Evaluación negativa, Evaluación positiva, Permisividad, Sobreprotección, Negligencia, y Desaprobación. Las dimensiones de no coincidencia fueron Sobreprotección-Ignorar (referido al padre) y Hostilidad-Rigidez (referido a la madre). Aparte de la no coincidencia entre ambas estructuras factoriales, un problema relacionado con las estructuras presentadas en este estudio consiste en la baja homogeneidad en el número de ítems que conforman cada dimensión, variando entre 17 ítems (factor de Apoyo y estimulación a la toma de decisiones, referido al padre) y 2 ítems (factores de Evaluación positiva y Desaprobación, referidos al padre). Aunque los autores no proporcionan información sobre los coeficientes alfa de las dimensiones, indican que éstos oscilaron entre .88 y .30. Samper et al. concluyeron diciendo que únicamente los dos primeros factores, obtenidos para ambos progenitores (i.e., Apoyo y estimulación a la toma de decisiones, y Evaluación negativa), resultaron ser estables y consistentes. Así mismo, sugieren la

necesidad de nuevos estudios que permitan depurar la escala y definir de forma más precisa las posibles dimensiones de la misma. En un trabajo posterior llevado a cabo por Carrasco et al. (2007), se estudió la estructura del CRPBI con una muestra de 1106 niños y adolescentes entre 8 y 14 años de edad. Tras aplicar análisis de componentes principales, basándose en el test de scree (Cattell, 1966) los autores aislaron 3 factores primarios que denominaron Comunicación/Afecto (22 ítems), Control (10 ítems), y Hostilidad/Permisividad (12 ítems). Tales dimensiones fueron aisladas sobre la base de 44 ítems del CRPBI. El primer factor presenta cierta similitud con el factor de Apoyo y estimulación a la toma de decisiones aislado por Samper et al. (2006), mientras que los factores de Control y Hostilidad/Permisividad presentan cierto solapamiento con el factor de Evaluación negativa aislado por estos últimos autores. A pesar de estas posibles similitudes, Carrasco et al. (2007) sugieren que la estructura tridimensional (amor, hostilidad, y control) que presentan es más parsimoniosa y robusta, y muestra mejor consistencia interna. Dada la discrepancia que existe sobre la estructura del CRPBI, y dada la necesidad de una depuración de la misma, sería necesario llevar a cabo nuevos estudios que nos permitan obtener una estructura y forma del cuestionario consistente y útil, para su utilización tanto en investigación como en la práctica clínica. Por otra parte, hasta estos momentos no se ha llevado a cabo ningún estudio sobre la estructura del cuestionario centrado en una muestra exclusiva de niños (el estudio de Samper et al. se basa en adolescentes, y el de Carrasco et al. en una combinación de niños y adolescentes). El presente estudio tiene como finalidad examinar la estructura factorial de la CRPBI partiendo de la versión adaptada por Samper et al. (2006) aplicándola a una muestra de niños. En principio, hipotetizamos una estructura de 8 factores que deberían corresponder con las 8 escalas propuestas por Schaefer (1965). Por otra parte, partiendo de los resultados obtenidos por Samper et al. (2006) y Carrasco et al. (2007) sobre la estructura factorial de la CRPBI, esperamos aislar factores consistentes y estables (i.e., referido al padre y a la madre). Finalmente, dadas las inconsistencias de algunos de los ítems del cuestionario referidos en estos estudios, pretendemos aislar una estructura más depurada del CRPBI, basada en los ítems más relevantes.

Método Participantes y procedimiento En el estudio participaron 969 niños con edades comprendidas entre los 9 y los 12 años (M = 11.10; DT = 0.82), de los cuales 483 (49.80%) eran chicos y 486 (50.20%) eran chicas. La edad era similar en ambos grupos (t < 1). Los participantes pertenecían a varios centros educativos de enseñanza secundaria de Madrid. Los cuestionarios fueron aplicados por el segundo autor, de forma colectiva, en las aulas de los propios centros de enseñanza en que se encontraban los alumnos. La aplicación de los cuestionarios se llevó a cabo tras la preceptiva autorización de los centros de enseñanza y el consentimiento informado de los padres.

Instrumento de evaluación Child´s Report of Parental Behavior Inventory (CRPBI; Schaefer, 1965). El CRPBI está constituido por 52 elementos que evalúan la percepción que tiene el niño o adolescente de sus relaciones parentales con ambos padres (los 52 ítems se dirigen de forma separada al padre y a la madre; véase Apéndice). El CRPBI fue diseñado por Schaefer

Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín

(1965) para evaluar 26 subescalas, las cuales se agruparon en 8 dimensiones más generales denominadas (8 escalas racionales; véase atrás). En el presente estudio aplicamos el cuestionario según un formato de respuesta de frecuencia de tres puntos, variando entre “Nunca o casi nunca” (1) y “Muchas veces” (3). Se utilizó la versión española de la prueba llevada a cabo por Samper et al. (2006). Tratamiento estadístico de los datos Inicialmente aplicamos análisis de componentes principales, ya que tratábamos de seleccionar las variables relevantes a las dimensiones subyacentes al cuestionario (componentes). Este método de análisis factorial es apropiado cuando, como en el presente estudio, se pretende reducir el elevado número de variables a un número discreto de componentes. Previo a los análisis factoriales examinamos la adecuación de la muestra, siendo ésta apropiada; Kaiser-Meyer-Olkin = .88 (datos referidos al padre) y .85 (datos referidos a la madre). El número de factores a extraer fue determinado mediante criterios teóricos y empíricos. Los criterios teóricos los basamos en la evidencia de la literatura sobre la estabilidad de ciertas dimensiones, tales como las relacionadas con la hostilidad, el control y la comunicación afectiva (o amor), así como también en el criterio de interpretabilidad de las estructuras factoriales (Gorsuch, 1983). En cuanto a los criterios empíricos, y partiendo del valor mínimo de 1 para los autovalores (Kaiser), aplicamos el test de scree (Cattell, 1966), los criterios de la estructura simple de Thurstone (1947), y el análisis paralelo (O’Connor, 2000). Dado que asumíamos que los factores deberían correlacionar entre sí, se aplicó rotación oblicua (promax). Los análisis de componentes principales, así como los análisis de fiabilidad, se llevaron a cabo mediante el programa estadístico SPSS.18. Posteriormente examinamos mediante análisis factorial confirmatorio la estructura aislada previamente a través de los análisis de componentes principales. De este modo pretendíamos determinar hasta qué punto el modelo basado en la estructura factorial exploratoria se ajustaba a los datos. El diseño de los modelos factoriales confirmatorios se basó, por tanto, el indicadores obtenidos a partir de las variables observadas (ítems del cuestionario) que resultaron ser relevantes para configurar la estructura del CRPBI. Los análisis se efectuaron con el programa de ecuaciones estructurales EQS (Bentler, 2005). Con objeto de obtener un modelo más consistente, en ningún caso se permitió la covariación entre los residuos. La varianza de las variables latentes se fijó en 1.00 con objeto de identificar el modelo de medida. Puesto que los datos basados en cuestionarios tipo Likert pueden presentar problemas de distribución normal dado el método de evaluación categórica utilizado, se utilizaron las correlaciones policóricas y el método de estimación ML robusto, el cual proporciona estadísticos robustos a partir de la prueba escalada de χ2 de Satorra-Bentler (S-Bχ2) y errores estándar robustos, corrigiendo los errores debidos a una posible violación del principio de normalidad. Este método de análisis garantiza que que los valores calculados son válidos incluso aunque se violase la asunción de normalidad en el método de estimación. En los análisis factoriales confirmatorios empleamos los siguientes indicadores de bondad de ajuste: (1) S-Bχ2 (χ2 de Satorra-Bentler), (2) S-Bχ2 dividido por los grados de libertad (cocientes ≤ 5.0 indican buen ajuste; a menor índice mejor ajuste), (3) CFI (robust comparative fit index), (4) SRMR (standardized root mean-square residual), y (5) RMSEA (root mean square error of approximation). Se considera un ajuste aceptable si los valores de CFI ≥ 0.90, SRMR ≤ 0.08, y RMSEA ≤ 0.06 (Sandín, Chorot, Valiente, & Lostao, 2009).

71

Resultados Análisis factorial exploratorio del CRPBI El análisis factorial exploratorio se llevó a cabo basándonos en los 52 ítems del CRPBI, efectuándose de forma separada para las respuestas referidas al padre y las referidas a la madre. En relación con las respuestas referidas al padre, obtuvimos 9 factores con autovalores ≥ 1, cuyos valores fueron como sigue: 10.23, 5.03, 2.39, 1.47, 1.38, 1.30, 1.21, 1.12 y 1.05. La aplicación de los criterios de extracción indicados arriba sugería una estructura de 6 factores. En relación con las respuestas referidas a la madre, obtuvimos 11 factores con autovalores ≥ 1, cuyos valores fueron como sigue: 8.95, 4.55, 2.31, 1.55, 1.38, 1.36, 1.21, 1.18, 1.13, 1.11 y 1.10. La aplicación de los criterios de extracción indicados arriba sugería una estructura de 6 factores similar a la obtenida con las respuestas referidas al padre. Por tanto, se extrajeron 6 factores en cada una de las dos muestras de datos (i.e., referidos al padre y referidos a la madre). Tras aplicar los criterios de extracción indicados se eliminaron 23 ítems, los mismos en ambas estructuras factoriales. Los 29 ítems seleccionados fueron de nuevo sometidos a análisis de componentes principales, obteniéndose una clara estructura de 6 factores similares conceptualmente en ambas muestras de datos (i.e., padre vs. madre). Los resultados de estos análisis se indican en la Tabla 1. El análisis de componentes principales de los 29 ítems seleccionados referidos al padre reflejó una estructura de 6 factores que explicaban el 48.43% de la varianza, con los siguientes autovalores: 5.07, 3.61, 1.83, 1.36, 1.66, 1.10. Tales factores describían, respectivamente, las siguientes dimensiones o estilos de crianza: comunicativo (7 ítems), hostil/rechazo (5 ítems), controlador (5 ítems), permisivo (4 ítems), sobreprotector (4 ítems) y negligente (4 ítems) (véase la Tabla 1). Aunque los tres últimos factores explicaban escasa varianza, la estructura factorial resultó ser bastante consistente reflejando claros estilos de crianza. Como puede apreciarse en la Tabla 1, las saturaciones son en general elevadas (la mayor parte de las saturaciones están por encima de .60, y ninguna es inferior a .40). Los resultados que se indican en la Tabla 1 se obtuvieron tras rotación oblicua (partimos de la hipótesis de que los factores deberían estar moderadamente correlacionados). Las correlaciones entre los factores se indican en la Tabla 2, y reflejan la existencia de correlaciones moderadas o bajas entre los factores. Estas correlaciones son consistentes con el significado conceptual de los factores. Por ejemplo, el Factor 1 (estilo de crianza comunicativo) correlaciona negativamente con Factores 2 (hostil/rechazo) y 6 (negligente), y positivamente con el Factor 5 (sobreprotector) (véase la Tabla 2 para el resto de correlaciones). Los resultados del análisis factorial de los 29 ítems referidos a la madre fueron similares a los referidos al padre (véase la Tabla 1). Obtuvimos igualmente una estructura de 6 factores, que explicaban el 45.53% de la varianza, con los siguientes autovalores: 4.60, 3.14, 1.81, 1.35, 1.25, 1.10. Tales factores reflejaban, respectivamente, las siguientes dimensiones o estilos de crianza: comunicativo (7 ítems), hostil/rechazo (5 ítems), controlador (5 ítems), sobreprotector (4 ítems), permisivo (4 ítems) y negligente (4 ítems). Al igual que con el análisis de los datos referidos al padre, la estructura factorial es bastante consistente a pesar de que la varianza de los tres últimos factores resultó ser baja. Igualmente, las saturaciones fueron elevadas (la mayoría de ellas fueron superiores a .60). Los resultados que se indican en la Tabla 1 se obtuvieron tras rotación

72

Cuestionario de percepción de estilos de crianza Tabla 1. Estructura factorial exploratorio (componentes principales, rotación oblicua) del CRPBI-R y correlaciones ítem-subescala (r is). Padre

Ítems del CRPBI-Ra

Madre

Peso factorial

r is

Peso factorial

r is

5. Le gusta charlar conmigo y contarme cosas

.77

.67

.76

.61

6. Le gusta hacer cosas conmigo en casa

.74

.64

.73

.58

7. Me habla con voz dulce y amable

.64

.61

.63

.58

8. Me siento mejor después de contarle mis problemas

.73

.61

.67

.52

9. Me comprende cuando le cuento mis problemas

.78

.66

.72

.63

10.Escucha mis ideas y opiniones

.75

.67

.59

.58

11.Vamos a lugares bonitos y hablamos de lo que hay allí

.57

.51

.58

.46

21. Le disgusta cómo hago las cosas en casa

.41

.43

.36

.40

22. Dice que soy estúpido/a o tonto/a

.75

.53

.69

.52

23. Se pone histérico/a conmigo cuando no ayudo en casa

.70

.54

.63

.52

24. Se enfada y se pone nervioso/a cuando hago ruido en casa

.74

.48

.70

.44

25. Actúa como si yo le molestara

.75

.59

.74

.55

16. Mantiene el orden en casa poniéndome muchas reglas y normas en casa

.52

.37

.55

.32

17. Me repite cómo debo hacer mi trabajo

.80

.50

.72

.45

18. Quiere controlar todo lo que hago

.70

.54

.62

.48

19. Intenta cambiarme

.50

.43

.42

.40

20. Me recuerda las cosas que están prohibidas

.66

.45

.69

.43

1. Me deja salir cuando yo quiero

.66

.40

.72

.42

2. Me deja ir a cualquier lugar que yo quiera sin preguntarme

.70

.38

.66

.37

3. Me permite librarme de las tareas que me manda

.59

.30

.54

.26

4. Me deja elegir mi ropa, la comida, actividades, juegos, etc.

.57

.31

.55

.31

12. Le disgusta que esté mucho tiempo fuera de casa

.72

.35

.65

.28

13. Se preocupa por mí cuando estoy fuera de casa

.62

.36

.66

.29

14. Me pide que le diga todo lo que hago cuando estoy fuera de casa

.60

.45

.62

.42

15.Pregunta a otras personas lo que hago cuando estoy fuera de casa

.60

.33

.50

.29

26. Parece contento/a cuando se puede librar de mí una temporada2

.40

.38

.36

.29

27. Olvida darme las cosas que necesito

.62

.39

.47

.34

28. Le da igual si voy bien o mal vestido/a o arreglado/a

.58

.56

.56

.23

29. Habla poco conmigo

.63

.46

.70

.29

Factor 1. Estilo comunicativo (a = 0.86/0.82)

Factor 2. Estilo hostil/rechazo (a = 0.74/0.72)

Factor 3. Estilo controlador (a = 0.70/0.67)

Factor 4. Estilo permisivo (a = 0.57/0.55)

Factor 5. Estilo sobreprotector (a = 0.60/0.53)

Factor 6. Estilo negligente (a = 0.57/0.50)

Número del ítem como aparece en el CRPBI-R. 2 Este ítem también saturó |.37| en el Factor 2 en el análisis referido a la madre. Para los datos referidos a la madre, se invirtió el orden de los Factores 4 y 5 (para el resto de factores el orden fue idéntico para los datos del padre y los de la madre). a

Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín

73

Tabla 2. Correlaciones entre los factores (componentes principales). Factor 1

Factor 2

Factor 3

Factor 4

Factor 5

Factor 6

Factor 1. Comunicativo

-----

-.38

-.02

.18

.13

-.23

Factor 2. Hostil

-.36

-----

.29

-.01

-.07

.16

Factor 3. Controlador

.03

.37

-----

.27

-.17

-.04

Factor 4. Permisivo

.07

-.12

-.14

-----

-.09

-.17

Factor 5. Sobreprotector

.30

.02

.31

-.16

-----

.01

Factor 6. Negligente

-.28

.23

-.02

.08

-.18

-----

A la izquierda de la diagonal se indican las correlaciones referidas a la conducta del padre; a la derecha las referidas a conducta de la madre.

oblicua. Las correlaciones entre los factores se indican en la Tabla 2, y reflejan, igualmente, la existencia de correlaciones moderadas o bajas entre los factores, siendo también consistentes con el significado conceptual de los factores. El Factor 1 (estilo de crianza comunicativo) correlaciona negativamente con Factores 2 (hostil/ rechazo) y 6 (negligente), y positivamente con el Factor 4 (permisivo) (véase la Tabla 2 para el resto de correlaciones). Análisis de la fiabilidad del CRPBI-A Calculamos la consistencia interna (coeficiente alfa de Cronbach) de cada subescala del cuestionario abreviado (CRPBI-A) de 29 ítems, y la fiabilidad de análisis de ítems (correlación corregida ítem-subescala). Los coeficientes alfa fueron elevados para la escala de estilo comunicativo, adecuados para las escalas hostil/rechazo y controlador, y moderados-bajos para las escalas de los estilos permisivo, sobreprotector y negligente (véase la Tabla 1). Aunque los valores de los coeficientes fueron muy similares en ambos tipos de datos (referidos al padre versus a la madre), en general los niveles de fiabilidad son siempre ligeramente superiores para los datos referidos al padre. El análisis de las correlaciones corregidas ítem-escala indica que estas variaron entre .30 (Ítem 3) y .67 (Ítems 5 y 10), para la muestra de datos referidos al padre, y entre .23 (Ítem 28) y .63 (Ítem 9) para la muestra de datos referidos a la madre. Como puede apreciarse en la Tabla 1, en general las correlaciones son superiores para los datos referidos al padre (en este caso, la mayor parte de las correlaciones están por encima de .40). En contraste, respecto a los datos referidos a la madre, se observan correlaciones inferiores a .30 en las dos últimas escalas (estilo sobreprotector y estilo negligente).

Análisis factorial confirmatorio del CRPBI-A La estructura factorial obtenida tras la selección de ítems mediante el método de componentes principales, esto es, la estructura de 6 factores basada en 29 ítems que constituyen el CRPBI-A fue examinada mediante análisis factorial confirmatorio (ecuaciones estructurales). El modelo de 6 factores sometido a prueba empírica se construyó asignando los ítems de cada factor de acuerdo con los resultados de nuestro análisis de componentes principales (indicados en la Tabla 1). El modelo incluía, por tanto, 6 variables latentes (6 factores) y 29 variables observadas. Dado que en nuestros análisis factoriales previos obtuvimos correlaciones moderadas entre algunos factores, los modelos confirmatorios a probar fueron modelos en los que los factores estaban correlacionados entre sí. No obstante, puesto que las publicaciones previas sobre el CRPBI se basaron en análisis factoriales ortogonales, también sometimos a prueba los modelos con los factores no correlacionados. Los resultados obtenidos indicaron que el modelo se ajustaba bien a los datos en ambos registros del cuestionario (i.e., datos referidos al padre y a la madre, respectivamente). En la Tabla 3 se indican los valores correspondientes a los índices de ajuste calculados para probar la validez del modelo. En primer lugar, puede observarse que los modelos correlacionados son superiores a los modelos no correlacionados. Los modelos correlacionados presentan excelentes valores en los índices de bondad de ajuste en todos los índices examinados. Los modelos no correlacionados presentan valores claramente inferiores en todos los índices, lo cual sugiere que los modelos correlacionados representan mejor la estructura del CRPBI-A (véase la Tabla 3). En las Figuras 1 y 2 se incluyen los diagramas de los dos modelos empíricos finales para las muestras de datos referidos al padre y a la madre, respectivamente. En dichas figuras se indican las vías entre

Tabla 3. Índices de ajuste basados en el análisis factorial confirmatorio del CRPBI-A. Modelo

S-Bχ2(gl)

χ2/gl

CFI

SRMR

RMSEA (90% IC)

Modelo correlacionado 6 factores (padre)

762.73 (362)

2.10

0.96

0.08

0.034 (0.03-0.04)

Modelo no correlacionado 6 factores (padre)

1393.10 (377)

3.70

0.91

0.18

0.053 (0.05-0.05)

Modelo correlacionado 6 factores (madre)

1210.70 (362)

3.34

0.95

0.09

0.038 (0.03-0.04)

Modelo no correlacionado 6 factores (madre)

2239.71 (377)

5.94

0.89

0.18

0.056 (0.05-0.06)

Excepto para SRMR, todos los índices son estadísticos robustos; gl = Grados de libertad; S-Bχ2: Scaled Satorra-Bentler χ2; CFI: comparative fit index; SRMR: standardized root mean square residual; RMSEA: root mean square error of approximation; IC: intervalo confidencial de RMSEA. Los modelos con mejor ajuste se indican en negrita.

74

Cuestionario de percepción de estilos de crianza

Figura 1. Modelo empírico confirmatorio de 6 factores correlacionados del CRPBI-A basado en los datos referidos a la conducta del padre. Aunque el modelo incluye la correlación entre todos los factores, únicamente se representan las correlaciones ≥ .30. Los coeficientes de las estimaciones paramétricas son totalmente estandarizados.

CRPBI-R-5

e5

CRPBI-R-6

e6

CRPBI-R-7

e7

CRPBI-R-8

e8

.85

CRPBI-R-9

e9

.60

CRPBI-R-10

e10

CRPBI-R-11

e11

.54

CRPBI-R-21

e21

.75

CRPBI-R-22

e22

.75 .61

CRPBI-R-23

e23

.86

CRPBI-R-24

e24

CRPBI-R-25

e25

.52

CRPBI-R-16

e16

.62

CRPBI-R-17

e17

.70 .58

CRPBI-R-18

e18

.63

CRPBI-R-19

e19

CRPBI-R-20

e20

.71

CRPBI-R-1

e21

.68

CRPBI-R-2

e22

CRPBI-R-3

e23

CRPBI-R-4

e24

.55

CRPBI-R-12

e12

.69

CRPBI-R-13

e13

.68 .49

CRPBI-R-14

e14

CRPBI-R-15

e15

.69

CRPBI-R-26

e26

.62

CRPBI-R-27

e27

CRPBI-R-28

e28

CRPBI-R-29

e29

.86 .80

Comunica8vo

.80 .73 .80

-.47

Hos8l

.56

.48

.70

Controlador

-.67

.60

Permisivo

.45 .49

-.30

Sobreprotector

-.37

Negligente

.36 .62

Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín

75

Figura 2. Modelo de 6 factores correlacionados del CRPBI-A basado en los datos referidos a la conducta de la madre. Aunque el modelo incluye la correlación entre todos los factores, únicamente se representan las correlaciones ≥ .30. Los coeficientes de las estimaciones paramétricas son totalmente estandarizados.

CRPBI-R-5

e5

CRPBI-R-6

e6

CRPBI-R-7

e7

CRPBI-R-8

e8

.79

CRPBI-R-9

e9

.61

CRPBI-R-10

e10

CRPBI-R-11

e11

.55

CRPBI-R-21

e21

.83

CRPBI-R-22

e22

.65 .59

CRPBI-R-23

e23

.88

CRPBI-R-24

e24

CRPBI-R-25

e25

.47

CRPBI-R-16

e16

.60

CRPBI-R-17

e17

.69 .65

CRPBI-R-18

e18

.58

CRPBI-R-19

e19

CRPBI-R-20

e20

.76

CRPBI-R-1

e21

.69

CRPBI-R-2

e22

CRPBI-R-3

e23

CRPBI-R-4

e24

.51

CRPBI-R-12

e12

.64

CRPBI-R-13

e13

.70 .45

CRPBI-R-14

e14

CRPBI-R-15

e15

.69

CRPBI-R-26

e26

.67

CRPBI-R-27

e27

CRPBI-R-28

e28

CRPBI-R-29

e29

.82 .78

Comunica8vo

.80 .69 .79

-.58

Hos8l

.43

.56

.68

Controlador

-.68

.54

Permisivo

.42 .49

Sobreprotector

-.30

Negligente

.35 .52

76

Cuestionario de percepción de estilos de crianza

las variables, las estimaciones paramétricas, y las correlaciones entre las variables latentes (se incluyen únicamente las correlaciones ≥ .30). Las estimaciones paramétricas son coeficientes completamente estandarizados, e indican que las 29 variables seleccionadas representan adecuadamente las 6 dimensiones latentes de estilos de crianza, tanto referido al padre como referido a la madre. El patrón de correlaciones entre las variables latentes es similar para ambos grupos de datos. Se observan correlaciones entre moderadas y altas (≥ .30), y de signo positivo, entre el estilo comunicativo y el estilo sobreprotector, y entre el estilo hostil y los estilos negligente y controlador. También correlacionan de forma positiva los estilos controlador y sobreprotector. En contraste, las correlaciones son negativas entre el estilo comunicativo y los estilos hostil y negligente, y entre los estilos sobreprotector y negligente. A partir de los datos referidos al padre se observa una correlación negativa entre los estilos permisivo y sobreprotector (para los datos referidos a la madre la correlación fue de -.23).

Discusión En este estudio hemos examinado la estructura factorial del CRPBI basándonos en análisis factoriales exploratorios y confirmatorios. Dado que en la literatura aún no se había publicado una estructura factorial estable y consistente sobre este cuestionario (las estructuras factoriales obtenidas por los diferentes estudios no coinciden), no teníamos hipótesis específicas sobre ésta, y por ello nuestro objetivo fue en primer lugar llevar a cabo un análisis exploratorio para aislar la estructura simple y seleccionar los ítems relevantes. Este aspecto era importante dada la extensión del cuestionario y el exceso de dimensiones que se han sugerido en la literatura asociadas al mismo. Nuestros análisis exploratorios basados en análisis de componentes principales nos han permitido aislar 6 factores, obtenidos a partir de 29 ítems del CRPBI, los cuales se relacionan conceptualmente con seis estilos de crianza claros referidos habitualmente en la literatura (Carrasco et al., 2007; Iglesias & Romero, 2009; Muris, 2007; Rodríguez et al., 2009; Samper et al., 2006; Shaefer, 1965). Estos estilos de crianza se refieren a conductas adaptativas o desadaptativas que suelen utilizar los padres en proceso de educación y cuidado de sus hijos, y pueden etiquetarse como positivos o negativos (Carrasco et al., 2007; Mendoza et al., 2014). Entre los estilos aislados en el presente estudio, los estilos comunicativo y permisivo podrían conceptuarse como estilos adaptativos, mientras que los estilos hostil/rechazo, controlador, sobreprotector y negligente generalmente han sido referidos como estilos desadaptativos. Los 6 factores aislados inicialmente a partir de los datos referidos a la conducta del padre fueron replicados con los datos referidos a la conducta de la madre. Nuestros resultados coinciden parcialmente con los publicados por Samper et al. (2006) y Carrasco et al. (2007) basados en el cuestionario completo de 52 ítems. Nuestro primer factor (Comunicativo) guarda cierta similitud con los factores de “apoyo y estimulación a la toma de decisiones” de Samper et al. y “comunicación/afecto” de Carrasco et al. Así mismo, nuestros factores segundo (Hostil/ Rechazo) y tercero (Controlador) poseen semejanzas con los factores de “hostilidad/permisividad” y “control” aislados por Carrasco et al., y con el factor de “evaluación negativa” aislado por Samper et al. Aunque de forma menos consistente, nuestros factores Permisivo, Sobreprotector y Negligente aparecen también reflejados entre los factores aislados por Samper et al. Un segundo objetivo del presente estudio consistió en probar

mediante análisis factorial confirmatorio la estructura aislada previamente a través del análisis de componentes principales. Como puede apreciarse a partir de nuestros análisis confirmatorios, el modelo de seis factores correlacionados se ajusta muy bien a los datos, y se confirma una estructura del CRPBI de 29 ítems representativa conceptualmente de los 6 estilos de crianza aislados mediante el análisis factorial exploratorio (i.e., comunicativo, hostil/rechazo, controlador, permisivo, sobreprotector, y negligente). Esta estructura contrasta con los modelos ortogonales sugeridos inicialmente desde estudios con la totalidad del cuestionario original (Carrasco et al., 2007; Samper et al., 2006). Es importante señalar que la estructura factorial se mantiene estable para ambos grupos de datos (i.e., referidos al padre y a la madre, respectivamente), tanto a través de los análisis factoriales exploratorios como en los análisis factoriales confirmatorios. Dada la consistencia factorial del cuestionario abreviado (i.e., el CRPBI de 29 ítems), cabría esperar elevados niveles de fiabilidad (consistencia interna) en sus diferentes escalas. Como hemos reflejado en nuestros análisis, la fiabilidad es excelente para la escala del estilo comunicativo, buena o aceptable para las escalas de los estilos hostil/rechazo y controlador, y moderada para las escalas de los estilos sobreprotector, permisivo y negligente. Aunque en los análisis factoriales se observa una menor robustez para estos tres factores, su consistencia factorial es buena y el descenso de los coeficientes de fiabilidad puede explicarse por el bajo número de ítems que conforman estas tres dimensiones de la crianza. Así mismo, las correlaciones corregidas ítem-escala sugieren buenos niveles de fiabilidad para las escalas del CRPBI-A, aunque, en línea con lo indicado para los coeficientes alfa, las escalas referidas a los estilos permisivo, sobreprotector y negligente presentan menor grado de consistencia interna. En suma, el presente estudio proporciona una forma abreviada del cuestionario consistente en 29 ítems seleccionados a partir de los 52 ítems del cuestionario original. Esta forma revisada puede utilizarse para evaluar los 6 estilos de crianza indicados a través de un instrumento depurado de sólo 29 ítems, lo cual presenta ventajas sobre el cuestionario original que incluye casi el doble de ítems y posee una estructura incierta. El CRPBI-A podría ser de gran utilidad tanto para la investigación en el ámbito de la psicopatología y psicología clínica infantojuvenil, como para la aplicación en contextos clínicos. Los estilos de apego parecen estar implicados etiológicamente en diversos trastornos que se producen de forma característica durante la infancia y la adolescencia (Iglesias & Romero, 2016; Muris, 2007; Sandín, Chorot, & Valiente, 2016), incluyendo tanto los problemas de comportamiento (Forehand & Long, 2010; Repetti et al., 2002; Rodríguez et al., 2009) como los trastornos interiorizados (ansiedad y depresión) (Dallaire et al., 2006; Muris, 2007). Conocer los efectos que tienen los estilos de crianza sobre los diversos problemas psicológicos puede servirnos principalmente para prevenirlos; por ejemplo, detectar la práctica de estilos desadaptativos (p.ej., los estilos hostil/rechazo y negligente) en centros educativos, junto a otros marcadores de vulnerabilidad, como la sensibilidad a la ansiedad (Sandín, Chorot, Santed, & Valiente, 2002), los estilos de apego (Magaz et al., 2011; Mendoza et al., 2014) o el nivel de miedos (Méndez, Orgilés, & Espada, 2008; Sandín, Chorot, Valiente, & Santed, 1998; Sandín, Valiente, Chorod, Santed, & Sánchez-Arribas, 1999), puede sernos de gran utilidad para elaborar programas de prevención primaria en poblaciones de niños y adolescentes. El presente artículo no está exento de ciertas limitaciones. Una primera es que el estudio se reduce exclusivamente a una muestra de niños. Sería necesario examinar el CRPBI-A también con muestras

Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín

de adolescentes para determinar la validez de las cinco dimensiones básicas de estilos de crianza obtenidas en el presente estudio. Es posible que algunos de los estilos aislados sean menos relevantes en adolescentes, o no lo sean en absoluto (p.ej., los estilos negligente y sobreprotector podrían ser menos explícitos en los adolescentes). Una segunda limitación es que el estudio se limita a analizar la validez factorial y consistencia interna del CRPBI-A. Nuevos estudios deberían examinar también la validez en sus diferentes facetas (convergente, discriminante, predictiva, etc.). Artículo recibido: 05/04/2016 Aceptado: 24/06/2016

Conflicto de intereses Los autores de este trabajo declaran que no existe conflicto de intereses.

Referencias Bentler, P. M. (2005). EQS Structural equations program manual. Encino, CA: Multivariate Software, Inc. Carrasco, M. A., del Barrio, M. V., & Holgado, F. P. (2007). Análisis de la estructura del cuestionario de comportamiento parental para niños (CRPBI) en población española. Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación Psicológica, 2(24), 95-120. Cattell, R. B. (1966). The scree test for the number of factors. Multivariate Behavioral Research, 3(2), 245-276. doi:10.1207/s15327906mbr0102_10. Dallaire, D., Pineda, A., Cole, D., Ciesla, J., Jacquez, F., LaGrange, B., & Bruce, A. (2006). Relation of positive and negative Parenting to children’s depressive symptoms. Journal of Clinical and Adolescent Psychology, 35(1), 313-322. doi:10.1207/s15374424jccp3502_15 Forehand, R., & Long, N. (2010). Parenting the strong-willed child. New York: McGraw-Hill. Gorsuch, R. (1983). Factor analysis. Hillsdale, NJ: Erlbaum. Iglesias, B., & Romero, E. (2009). Estilos parentales percibidos, psicopatología y personalidad en la adolescencia. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica, 14(2), 63-77. Magaz, A., Chorot, P., Sandín, B., Santed, M. A., & Valiente, R. M. (2011). Estilos de apego y acoso entre iguales (bullying) en adolescentes. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica, 16(3), 207-221. Méndez, X., Orgilés, M., & Espada, J. P. (2008). Ansiedad por separación: Psicopatología, evaluación y tratamiento. Madrid: Pirámide. Mendoza, B., Pedroza, F. J., & Martínez, K. I. (2014). Prácticas de crianza positiva: Entrenamiento a padres para reducir bullying. Acta de Investigación Psicológica, 4(3), 1793-1808. Muris, P. (2007). Normal and abnormal fear and anxiety in children and adolescents. Amsterdam: Elsevier. O’Connor, B. P. (2000). SPSS and SAS programs for determining the number of components using parallel analysis and Velicer’s MAP test. Behavior Research Methods, Instruments & Computers, 32(1), 396-402. Repetti, L. R., Taylor, E. S., & Seeman, T. E. (2002). Risk families: Family social environments and the mental and physical health of offspring. Psychological Bulletin, 128(3), 330-366. doi:10.1037//0033-2909.128.2.330 Rodríguez, M. A., del Barrio, V., & Carrasco, M. A. (2009). Consistencia interparental y su relación con la agresión y la sintomatología depresiva en niños y adolescentes. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica, 14(1), 61-62.

77

Sandín, B. (1997). Ansiedad, miedos y fobias en niños y adolescentes. Madrid: Dykinson. Sandín, B., Chorot, P., Santed, M. A., & Valiente, R. M. (2002). Análisis factorial confirmatorio del Índice de Sensibilidad a la Ansiedad para Niños. Psicothema, 14(2), 333-339. Sandín, B., Chorot, P., Valiente, R. M., & Santed, M. A. (1998). Frecuencia e intensidad de los miedos en los niños: Datos normativos. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica, 3(1), 15-25. Sandín, B., Chorot, P., & Valiente, R. M. (2016). TCC de los trastornos de ansiedad: Innovaciones en niños y adolescentes. Madrid: Klinik. Sandín, B., Chorot, P., Valiente, R. M., & Lostao, L. (2009). Validación española del cuestionario de preocupación PSWQ: Estructura factorial y propiedades psicométricas. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica, 14(2), 107-122. Sandín, B., Valiente, R. M., Chorot, P., Santed, M. A., & Sánchez-Arribas, C. (1999). Escala de Ansiedad Social para Niños-Revisada (SASC-R): Fiabilidad, validez y datos normativos. Análisis y Modificación de Conducta, 25(104), 827-847. Samper, P., Cortés, M. T., Mestre, V., Nácher, M. J., & Tur, A. M. (2006). Adaptación del Child’s Report of Parent Behavior Inventory a población española. Psicothema, 18(2), 263-271. Schaefer, E. S. (1965). Children’s reports of parental behavior: An Inventory. Child Development, 36(2), 413-424. Thurstone, L. L. (1947). Multiple factor analysis. Chicago: University of Chicago Press. Van der Put, C. E., Assink, M., & Stams, G. J. (2016). Predicting relapse of problematic child-rearing situations. Children and Youth Services Review, 61(2), 288-295. doi:10.1016/j.childyouth.2016.01.002

78

Cuestionario de percepción de estilos de crianza

Apéndice Children’s Report of Parental Behavior Inventory—Abbreviated (CRPBI-A) [Cuestionario de Conducta Parental Percibida por los Niños–Abreviado] Sexo: 1___Chico

2____Chica

Edad: ____años Fecha: _________________

Lo que se indica a continuación se refiere a lo que piensan los hijos sobre sus padres. Por ello, antes de contestar, es importante que pienses bien en cómo son tus relaciones con tus padres. Por favor, rodea con un círculo el número que mejor explique el comportamiento que suele tener contigo tu padre (en la columna de “Padre”) y tu madre (en la columna “Madre”) teniendo en cuenta que 1 = nunca, 2 = a veces, 3 = siempre. 1

2

3

Nunca o casi nunca

Sólo algunas veces

Muchas veces

Padre

Madre

Me deja salir cuando yo quiero

1

2

3

1

2

3

Me deja ir a cualquier lugar que yo quiera sin preguntarme

1

2

3

1

2

3

Me permite librarme de las tareas que me manda

1

2

3

1

2

3

Me deja elegir mi ropa, la comida, actividades, juegos, etc.

1

2

3

1

2

3

Le gusta charlar conmigo y contarme cosas

1

2

3

1

2

3

Le gusta hacer cosas conmigo en casa

1

2

3

1

2

3

Me habla con una voz dulce y amable

1

2

3

1

2

3

Me siento mejor después de contarle mis problemas

1

2

3

1

2

3

Me comprende cuando le cuento mis problemas

1

2

3

1

2

3

Escucha mis ideas y opiniones

1

2

3

1

2

3

Vamos a lugares interesantes y hablamos de las cosas que hay allí

1

2

3

1

2

3

Le disgusta que esté mucho tiempo fuera de casa

1

2

3

1

2

3

Se preocupa por mi cuando estoy fuera de casa

1

2

3

1

2

3

Me pide que le diga todo lo que hago cuando estoy fuera de casa

1

2

3

1

2

3

Pregunta a otras personas lo que hago cuando estoy fuera de casa

1

2

3

1

2

3

Mantiene el orden en casa poniéndome muchas reglas y normas

1

2

3

1

2

3

Me repite cómo debo hacer mi trabajo

1

2

3

1

2

3

Quiere controlar todo lo que hago

1

2

3

1

2

3

Intenta cambiarme

1

2

3

1

2

3

Me recuerda las cosas que están prohibidas

1

2

3

1

2

3

Le disgusta cómo hago las cosas en casa

1

2

3

1

2

3

Dice que soy estúpido/a o tonto/a

1

2

3

1

2

3

Se pone histérico/a conmigo cuando no ayudo en casa

1

2

3

1

2

3

Se enfada y se pone nervioso/a cuando hago ruido en casa

1

2

3

1

2

3

Actúa como si yo le molestara

1

2

3

1

2

3

Parece contento/a cuando se puede librar de mí una temporada

1

2

3

1

2

3

Olvida darme las cosas que necesito

1

2

3

1

2

3

Le da igual si voy bien o mal vestido/a o arreglado/a

1

2

3

1

2

3

Habla poco conmigo

1

2

3

1

2

3

Versión abreviada del Child’s Report of Parental Behavior Inventory (CRPBI) de Schaefer (1965), a partir de la adaptación de Samper et al. (2006). Reproducido de Sandín, Chorot, & Valiente (2016).

View more...

Comments

Copyright © 2017 DOCIT Inc.