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La teoría del apego (Bowlby, 1969/1998) indica que el ser humano tiene una necesidad fundamental de establecer vínculos afectivos con figuras significativas cuyo confort físico y psicológico constituyen factores protectores frente a las amenazas concretas y simbólicas provenientes del medio ambiente. De la satisfacción o no de esta necesidad en las primeras etapas de la vida, dependerá el desarrollo de un apego seguro o inseguro.
En el caso de los niños, en el apego seguro se observa una activación y desactivación flexible de las conductas tanto de apego como de exploración (Ainsworth, Blehar, Waters, & Wall, 1978/2015; Bowlby, 1969/1998), pues el infante combina de una manera balanceada el juego y la búsqueda de proximidad con su cuidador, con la confianza de que será atendido de forma sensible si una necesidad aparece. El apego inseguro puede ser evitativo o ambivalente (Ainsworth et al., 1978/2015). Cuando es evitativo, el niño muestra una respuesta restringida ante la separación de su figura de apego, mientras que a su regreso la evita activamente y se centra en la exploración del ambiente. Si el apego inseguro es ambivalente, los niños actúan con angustia ante la separación del cuidador y combinan resistencia y búsqueda de contacto a su regreso (Ainsworth et al., 1978/2015).
Los efectos del apego se evidencian en el bienestar psicológico de las personas a lo largo de la vida (Shaver & Mikulincer, 2007), pues las diferencias individuales en la activación y el funcionamiento del sistema de apego en las personas dependen de cuán sensibles y responsivas han sido sus figuras vinculares primarias (Bowlby, 1969/1998). Esta relación causal ocurre porque las personas forman modelos mentales a partir de las experiencias infantiles, que orientan y guían las relaciones que establecen con los demás.
Aun cuando los estudios sobre el tema se han focalizado en la infancia, desde hace algunos años se ha dado importancia a la adultez. De hecho, los estudios realizados reportan que el apego inseguro en la vida adulta se relaciona, entre otros aspectos, con dificultades para regular emociones (Goodall, 2015), para precisar conflictos, describir y atender los sentimientos propios (Barbasio & Granieri, 2013), así como también con sintomatología ansiosa o depresiva (Diamond, Hicks, & Otter-Henderson, 2006), consumo de sustancias nocivas, trastornos alimenticios y de personalidad (Soares & Díaz, 2007).
Para el estudio del apego adulto se han desarrollado diversos instrumentos, entre los que se destacan los de auto-reporte, conformados por ítems en los que se solicita a la persona emitir su percepción sobre la relación con sus cuidadores primarios. Uno de estos instrumentos, ampliamente utilizado desde hace más cuatro décadas, es el Parental Bonding Instrument (PBI) creado por Parker, Tupling y Brown (1979), el cual fue diseñado para medir la relación con ambos progenitores (madre y padre), a través de dos dimensiones: Cuidado y Sobreprotección. El PBI ha sido traducido, validado y empleado tanto en diagnóstico como en investigación en países de varios continentes (e.g., García López, 2015; Liu, Lee & Fang, 2011; Sek-yum Ngai et al., 2018; Xu, Morin, Marsh, Richards, & Jones, 2018). Existen también adaptaciones y validaciones del PBI en Latinoamérica, realizadas en Brasil (Terra et al., 2009), Chile (Melis et al., 2001) y más recientemente en Colombia (Gómez, Vallejo, Villada, & Zambrano, 2010) y México (Robles, Oudhof & Mercado, 2016).
Las diferentes validaciones resultan en varios escenarios. Algunas de ellas recortan ítems al cuestionario original, ya que en la población estudiada no aportan al factor original, como la realizada por Gómez et al. (2010) y otras versiones propuestas (Liu et al., 2011; Robles et al., 2016; Sek-yum Ngai et al., 2018). En cuanto a los factores de base, varias de las validaciones corroboran la estructura original en dos factores (cuidado y sobreprotección) (Gómez et al., 2010; Robles et al., 2016). Sin embargo, otras investigaciones, antiguas (Murphy, Brewin & Silka, 1997) y actuales (Xu et al., 2018) encuentran agrupaciones en tres factores, nombrados de manera diferente en cada una; finalmente, algunas investigaciones encuentran evidencia suficiente para sostener también un modelo con 4 factores (Liu et al., 2011; Sek-yum Ngai et al., 2018).
Estos resultados evidencian la importancia de contextualizar al instrumento en la cultura con la que se va a trabajar. Por tanto, el objetivo de la presente investigación fue validar la estructura factorial del Parental Bonding Instrument (PBI) en población ecuatoriana, a través de un análisis Factorial Exploratorio y Confirmatorio, así como verificar la fiabilidad del instrumento.
Método
Participantes
En la investigación, de carácter cuantitativo e instrumental, participaron 800 estudiantes provenientes de dos instituciones de educación superior de Quito. De ellos, se obtuvieron 611 casos válidos en la versión Padre, 41.6% hombres y 58.4% mujeres, con una edad promedio de 20.76 años (DE = 2.08). En la versión Madre se obtuvieron 663 casos válidos, 40.9% hombres y 59.1% mujeres, con una edad promedio de 20.77 años (DE = 2.07).
Instrumentos
El instrumento empleado fue el Parental Bonding Instrument (PBI, Parker et al., 1979), en su versión peruana (Olivo, 2012). El PBI es un cuestionario que indaga la relación mantenida con los progenitores durante los primeros 16 años de vida. Se llena dos veces: una evaluando el vínculo con la madre y otra con el padre. Consta de 25 ítems que se responden en una escala Likert de 1 a 4, en función de dos dimensiones o factores. El primero, llamado cuidado, recaba la calidad de la relación en términos de afecto, calidez, empatía e intimidad, versus frialdad, indiferencia y negligencia por parte de los padres, en tanto que el segundo factor, sobreprotección, mide en la relación la presencia de conductas de control, rigidez, sobreprotección, intrusividad, infantilización y dependencia versus promoción de la autonomía e independencia del individuo (Parker et al., 1979).
En cuanto a la consistencia interna del PBI, a nivel latinoamericano se han reportado alfas de Cronbach en el rango de .78 a .93 en Chile (Melis et al., 2001); de .81 a .89 en Colombia (Gómez et al., 2010); de .69 a .81 en Perú (Olivo, 2012); de .79 a .86 en México (Robles et al., 2016).
Procedimiento
Inicialmente se realizó una revisión lingüística de los ítems de la versión peruana (Olivo, 2012) para evaluar el ajuste al medio social de los participantes; al no encontrar diferencias, se decidió mantenerla. La aplicación fue realizada de manera grupal; previo a ello, se dio información verbal sobre el estudio a los posibles participantes. Con aquellos que voluntaria y libremente aceptaron participar, se suscribió un consentimiento informado y se les entregó una ficha socio demográfica y un cuadernillo con varios instrumentos, entre ellos el PBI versión madre y versión padre.
Estrategia de Análisis
Se realizó un análisis preliminar de los resultados por medio de medidas de tendencia central (M), dispersión (DE) y distribución (asimetría y curtosis), para conocer la dinámica de respuesta. En el análisis de asimetría y curtosis se utilizó la verificación del supuesto de normalidad univariada, la cual se evidencia cuando los valores no sobrepasan del estimado ±1,5 (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010), así como de normalidad multivariada que se verifica cuando se presenta ausencia de significancia (p> .05) en la prueba de Mardia (1970). La verificación de normalidad univariente y multivariente es esencial en los procesos subsiguientes de factorización para la selección de pruebas o estimaciones robustas.
Posteriormente, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) a partir de una base de correlaciones policóricas. En este análisis, la estimación usada correspondió a la de Mínimos Cuadrados Ponderados Diagonalmente (DWLS), que es la más adecuada para ítems con naturaleza categórica u ordinal y distribución normal multivariada (Holtmann, Koch, Lochner, & Eid, 2016). Los resultados del AFC se presentan a través de los indicadores de ajuste absoluto como el Chi Cuadrado (χ2), el Chi cuadrado normado (χ2/gl) y la Raíz cuadrática media estandarizada residual (SRMR); de ajuste relativo con el Índice de Ajuste Comparado (CFI) y el Índice de Tucker-Lewis (TLI); y finalmente, el no basado en la centralidad con el Error cuadrático medio de aproximación (RMSEA). Se considera que un modelo propuesto cuenta con un buen ajuste cuando el χ2 no es significativo (p> .05), el χ2/gl se encuentra entre 2 y 4 (aunque puede ser aceptable hasta 5) (Schumacker & Lomax, 2004); el CFI y el TLI entre .90 y .95; el RMSEA entre .06 y .08 y el SRMR =< .08 (Brown, 2015). También se analizó las saturaciones de los ítems, las cuales no deben superar el .40 para que sean consideradas adecuadas dentro del modelo factorial.
Finalmente, se realizó el análisis de fiabilidad de los factores del PBI y de la escala total. Por la naturaleza de los ítems se utilizó el Coeficiente Omega (ω, McDonald, 1999) junto con intervalos de confianza al 95% (IC95%), para una identificación más exacta de la fiabilidad real de la prueba. La gestión estadística de los resultados se realizó por medio del software R en la versión 3.6.0 para el AFC, las pruebas de normalidad multivariada y de fiabilidad con los intervalos de confianza con los paquetes Lavaan, MBESS y MNV.
Resultados
Resultados del PBI - Versión madre
Análisis preliminar
Los resultados de la Tabla 1 muestran que los puntajes medios obtenidos en el PBI versión madre son homogéneos entre sí. La media de menor puntaje se encontró en el ítem 20 con M = 1.78; mientras que el de mayor fue en el ítem 6 con M = 3.68.
Sobre la verificación del supuesto de normalidad univariante, salvo el ítem 6 en la asimetría y el ítem 12 en la curtosis que se encontraron por fuera del rango ± 1.5, todos los ítems cumplen con una distribución univariante normal. Por último, dada la existencia de significancia (p< .05) en la asimetría y la curtosis, se concluye que no se cumple con el supuesto de normalidad multivariante.
Análisis confirmatorio
Inicialmente se realizó el AFC con Estimación DWLS en la versión del PBI madre con dos factores correlacionados y 25 ítems, en el que se encontró que los indicadores de ajuste factorial no cumplen con los criterios de optimización del modelo. Asimismo, en el análisis de las saturaciones de los ítems, se encontraron cargas factoriales bajas (< 0.40), las cuales se retiraron a fin de identificar la presencia de un mejor ajuste de la prueba. Los ítems retirados fueron: 3, 8, 13, 16 y 25.
Posteriormente, se realizó un nuevo AFC de manera reducida (20 ítems) y los dos factores correlacionados. En este modelo (ver Tabla 2), se puede observar una mejoría de los índices de ajuste, lo cual señala una mejor optimización del modelo. Los indicadores absolutos (χ2, χ2/gl y SRMR), relativos (CFI y TLI) y el no basado en la centralidad (RMSEA) evidencian un modelo de dos factores con ajuste aceptable, aunque no necesariamente óptimo (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2013). También, todas las cargas factoriales de este modelo se encuentran por encima de 0.4, lo cual ayuda a tener una mejor explicación de la varianza y mayor consolidación del modelo.
Análisis de fiabilidad
Acerca de la consistencia interna del PBI madre, se encontró en sus factores una adecuada fiabilidad tanto en el valor del coeficiente omega (ω), como entre sus intervalos de confianza (IC 95%). El PBI madre muestra, por lo tanto, una consistencia interna aceptable en sus factores constitutivos en la población estudiada (Tabla 3).
Resultados del PBI - Versión Padre
Análisis preliminar
Los resultados de la Tabla 4 muestran que los puntajes medios obtenidos en el PBI padre son homogéneos entre sí. La media de menor puntaje se encontró en el ítem 20 con M= 1.77; mientras que el de mayor fue en el ítem 6 con M= 3.23.
Sobre la verificación del supuesto de normalidad univariante, todos los ítems se ubicaron dentro del rango ± 1.5 en asimetría y curtosis, por lo que cumple con una distribución univariante normal. Sin embargo, dada la existencia de significancia (p< .05) en la asimetría y la curtosis, se concluye que no se cumple con el supuesto de normalidad multivariante.
Análisis confirmatorio
Inicialmente se realizó el AFC con Estimación DWLS en la versión original del PBI Padre con dos factores correlacionados y 25 ítems, en el cual se encontró que los indicadores de ajuste no cumplían con los criterios de optimización del modelo. Asimismo, en el análisis de las saturaciones de los ítems, se registraron cargas factoriales bajas (< 0.40), que correspondían a los ítems 3, 8, 13, 14, 16, 19, 20 y 23, los cuales fueron retirados a fin de obtener un mejor ajuste.
Posteriormente, se realizó un nuevo AFC de manera reducida (17 ítems) y dos factores correlacionados. En este modelo (Tabla 5), los indicadores absolutos (χ2, χ2/gl y SRMR), relativos (CFI y TLI) y el no basado en la centralidad (RMSEA) evidencian un modelo con ajuste adecuado. También, en el análisis de las cargas factoriales de este modelo, se encontró que todas eran iguales o mayores 0.4, lo cual ayuda a tener una mejor explicación de la varianza y mayor consolidación del modelo.
Tabla 5 AFC del PBI padre con Estimación DWLS
Nota: *** p< .001; x 2 : Chi cuadrado; gl: grados de libertad; x 2 / gl: Chi Cuadrado normado; CFI: Índice de ajuste comparado; TLI: Índice de Tucker Lewis; SRMR: Raíz cuadrática media estandarizada residual; RMSEA: Error cuadrático medio de aproximación
Análisis de fiabilidad
Acerca de la consistencia interna de los factores, se encontró una adecuada fiabilidad tanto en el valor del coeficiente omega, como entre sus intervalos de confianza. El PBI padre tiene una consistencia interna de tipo media y aceptable (Tabla 6).
Factores e ítems que conforman el PBI Madre y Padre en esta validación
En ambas versiones, los factores encontrados (cuidado y sobreprotección) corroboran el modelo original, aunque los ítems que los constituyen son diferentes (Tabla 7).
La Tabla 8 recapitula los elementos eliminados en las dos versiones. Se considera que los ítems en común eliminados en ambas versiones no contribuyen a ninguna de las dos versiones por no representar con claridad ninguno de los constructos.
En cuanto a los ítems que se eliminan en particular en cada una de las versiones, se considera que esto sucede porque las conductas descritas son percibidas de manera diferente cuando provienen de la madre o del padre.
Discusión
El presente estudio tuvo como objetivo validar las propiedades de la versión adaptada al español del Parental Bonding Instrument (PBI) en sus versiones Madre y Padre en población ecuatoriana entre los 18 y 25 años de edad.
En la versión original de Parker et al. (1979), los ítems se distribuyen en dos factores (cuidado y sobreprotección); en el presente estudio, de una manera reducida, se corrobora la conformación original de los factores del PBI, en su análisis a padres y a madres, aunque se observa que el modelo funciona mejor con la eliminación de algunos ítems (5 en la versión madre y 8 en la versión padre). Se considera que la eliminación de los ítems en común en ambas versiones se debe a que las conductas descritas son ambivalentes en la cultura ecuatoriana (y pueden ser percibidas a la vez como cuidado y sobreprotección), y que los ítems eliminados de manera particular en cada versión, lo son porque las conductas se juzgan de manera diferente según el cuidador (madre o padre). En cuanto a los ítems que se eliminan en ambas versiones, se piensa que esto se debe a que no logran representar con claridad ninguno de los constructos. Así, el ítem 3-inverso (“evitaba que yo saliera solo”) puede ser visto como algo que fomenta independencia, pero también como falta de cuidado. El ítem 8 (“no quería que yo creciera”) es ambiguo en su interpretación, seguramente porque adquiere tintes diferentes según el tono emocional de la relación instaurada: por una parte, puede hacer referencia a un deseo negativo de impedir el normal proceso de desarrollo por parte de una figura de cuidado fría (control sin afecto), pero también podría ser considerado como una actitud de control suscitada por el afecto por parte de una figura de cuidado amorosa, que igualmente desemboca en infantilización y prevención de la autonomía (constricción cariñosa) (Melis et al., 2001). En algunas validaciones, el ítem 13 ha presentado dificultades: por ejemplo, en la validación colombiana de Gómez et al. (2010), migra del factor original (sobreprotección) al otro factor (cuidado); los autores concluyen que esto se da por una interpretación cultural del término mimar, que no es peyorativo en las relaciones ni necesariamente se lo asocia con conductas de sobreprotección, y por el contrario en esa cultura “hace más alusión a cercanía y calidez” (p. 71). El ítem 13 ha presentado algunas otras dificultades en los estudios, porque ha sido eliminado de varias de las versiones propuestas (Liu et al., 2011; Robles et al., 2016; Sek-yum Ngai,et al, 2018). Finalmente, el ítem 16 (“me hacía sentir que yo no era querido”) tampoco llega a ubicarse dentro de ningún factor, tal vez porque describe algo muy extremo, que va más allá de la falta de cuidado o de protección.
En cuanto al factor 1 (Cuidado), ambas versiones tienen la mayoría de los ítems en común. El único ítem que no comparten es el 14, que tiene que ver con la comprensión, que parece ser solo importante cuando se trata de la madre y no del padre. En cuanto al factor 2 (Sobreprotección), la población estudiada posiblemente percibe aspectos relacionados con la sobreprotección (descritos en los ítems 19, 20 y 23) como parte del repertorio de conductas esperadas del padre, razón por la que estos ítems no obtuvieron una carga factorial significativa. Estas tres dimensiones son valoradas negativamente únicamente cuando provienen de la madre, y es por eso que se mantienen en el PBI madre. En el padre, el asunto de la libertad de vestimenta parece ser más potente (ítem 23), es un ítem que no se encuentra en la versión madre.
En todo caso, en la presente validación no ha sido posible mantener una misma versión para evaluar con este instrumento la calidad de la relación con ambos progenitores. Esto no parece representar un problema, porque las versiones propuestas funcionan correctamente a nivel estadístico. Además, se puede argüir que la relación con la madre y la relación con el padre en realidad no son similares en varios puntos, por ejemplo, en el medio ecuatoriano, culturalmente hablando, se ha normalizado la percepción de que el rol del padre está direccionado a los asuntos relacionados con la provisión en el aspecto financiero, por lo tanto, se lo considera lejano, sino ausente, de aquello que tiene que ver con el cuidado y crianza de los hijos. Por otro lado, sobre la madre recae todo lo que sucede en el espectro emocional, afectivo o social de los hijos, por ello se consideran “esperadas” las conductas de sobreprotección, cuidado y hasta cierto punto dependencia, quizá allí radica la razón por la que los ítems se han comportado según se describe.
Finalmente, los autores consideran que, en lo que a la población estudiada se refiere, es adecuado mantener dos versiones diferenciadas que permitan una evaluación adecuada de las percepciones que tienen los individuos sobre el vínculo con sus figuras primarias.
Luego del camino abierto a través de esta investigación, se recomienda la profundización sobre el tema y la evaluación del modelo del PBI para población ecuatoriana presentado en este estudio, con el propósito de afinar los procesos de medición de apego que se realizan en el Ecuador y determinar si la presente propuesta es válida tanto para su uso en investigación como en diagnóstico.
