Introducción

La adolescencia es una etapa que se ha caracterizado por la presencia de una gran cantidad de factores de riesgo vinculados a la susceptibilidad por las influencias sociales (^{Castro y Kirchner, 2018}; ^{Chavarín-García y Gálvez, 2018}; ^{Del Castillo, 2019}; ^{Espinoza y Garcés, 2016}; ^{García et al., 2013}; ^{Landstedt y Gillander, 2010}; ^{Mestre et al., 2007}; ^{Morán y Martínez, 2019}; ^{Silva y Pillón, 2004}). Por otro lado, las relaciones de padres y madres con hijos e hijas, el contexto familiar, la funcionalidad familiar o las relaciones sociales jerárquicas establecidas por roles pueden actuar como protección para disminuir dichos factores de riesgo (^{Baumrind, 1973}; ^{Bowbly, 1969}; ^{Checa y Abundis, 2018}; ^{Grolnick y Ryan, 1989}; ^{Jiménez et al., 2005}; ^{Kanan et al., 2018}; Silvia y Pillón, 2014; ^{Tur et al., 2004}).

Por ello es que existen diversos estudios que involucraron prácticas de crianza o variables del contexto familiar con diferentes problemas de la adolescencia. En dichos estudios, se encontraron algunas variables como relevantes: relaciones emocionales, comunicación, nivel académico, disciplina o control, estrategias para educar hijos e hijas, el modelaje, la estructura familiar, cohesión familiar, definición de roles, clase social, educación prosocial, entre otros (^{Finkelhor et al., 2009}; ^{Foster y Brooks-Gunn, 2012}; ^{Georgiou y Fanti, 2010}; ^{Hoffman, 1976}; ^{Iglesias y Romero, 2009}; ^{Montañés et al., 2008}; ^{Oliveira et al., 2018}; ^{Romani et al., 2011}; ^{Saucedo y Guzmán, 2018}; ^{Tur et al., 2004}).

Para obtener la información de las variables antes mencionadas, se han creado diversas medidas: Family Assessment Device, construida por ^{Epstein et al. (1983)}; Self-report Family Inventory, construida por ^{Beavers et al. (1985)}; Family Assessment Measure, creada por ^{Skinner et al. (1983)}; Family Environment Scale, creada por ^{Moos y Moos (1981)}; Family Functioning Index, diseñada por ^{Pless y Satterwhite (1973)}; Family Functioning Questionnaire, diseñada por ^{Linder-Pelz et al. (1984)}; Family APGAR, creada por ^{Smilkstein (1978)} y FACES III, creada por ^{Olson (1986)}.

Sin embargo, por lo antiguas que son estas medidas, no se obtuvieron indicadores de validez o confiabilidad, salvo alfa de Cronbach, obteniendo resultados moderados de entre 0.7 a 0.8 y en algunos casos análisis factorial exploratorio (AFE) tomando en cuenta el método y rotación de componentes principales y varimax. Este método ha mostrado carencias para el diseño de estructuras en medidas de variables latentes (^{Abad et al., 2011}; ^{Ferrando y Anguiano, 2010}; ^{Izquierdo et al., 2013}; ^{Lloret-Segura et al., 2014}; ^{Onyekachi y Olanrwaju, 2020}; ^{Vigil-Colet et al., 2009}).

Además, los instrumentos de ^{Epstein et al. (1983)}, ^{Beavers et al. (1985)} y ^{Smilkstein (1978)} son de uso clínico, solo obtienen áreas problemáticas en la familia, salud familiar y una serie de indicadores para tener una idea de la familia, pero no se basan en la teoría o modelos. Los instrumentos de ^{Skinner et al. (1983)}, ^{Moos y Moos (1981)}, ^{Pless y Satterwhite (1973)} y ^{Linder-Pelz et al. (1984)} si se basaron en la teoría y si buscan medir una variable latente, en sus casos, intentan medir funcionalidad familiar y clima familiar a través de variables como el rol familiar, control parental, disciplina, relación entre miembros, entre otras.

De la misma manera, se han construido escalas para obtener información que describa las prácticas de crianza: comportamiento parental para niños de Schaeffer, trabajada por ^{Rodríguez et al. (2009)}; inventario de percepción sobre los padres, trabajado por ^{Merino et al. (2007)}; cuestionario de percepción de crianza para niños y adolescentes, construido por ^{Roa y Del Barrio (2002)}; escala de percepción de prácticas de crianza para niños, diseñada por ^{Flores et al. (2008)}; memorias de crianza o tareas de crianza para padres, trabajada por ^{Rink y Knot-DicksCheit (2002)}; escala de prácticas parentales prosociales (EPPPro), trabajada por ^{Zacarías (2014)}.

Al igual que con las medidas que intentan obtener información del contexto familiar, con las medidas de prácticas se usaron indicadores como el alfa de Cronbach, obteniendo valores de entre 0.69 a 0.90, y AFE con método y rotación de componentes principales con varimax. Es preciso mencionar que los instrumentos citados fueron trabajados en diferentes partes México, la mayoría en la Ciudad de México.

Los instrumentos ligados a las prácticas de crianza, como los de Marino et al. (2007) y ^{Rodríguez et al. (2009)}, miden rasgos latentes desde la perspectiva de hijos e hijas, encasillando a padres y madres en crianza positiva y negativa, sin dar posibilidad de analizar la variabilidad de los otros conceptos que aluden, como responsabilidad, comunicación, hostilidad, entre otros.

En contraste con lo anterior, los instrumentos de ^{Roa y Del Barrio (2002)}, ^{Flores et al. (2008)}, ^{Rink y Knot-DicksCheit (2002)} y ^{Zacarías (2014)} son escalas que permiten reconocer la variabilidad de cada concepto que la teoría alude sin perfilar a padres y madres, de esta manera, es posible observar la fluctuación de variables como enseñanza prosocial, comunicación parental y apoyo; variables que manejan estos últimos autores.

Los autores antes referidos intentaron medir diferentes aspectos o variables que se relacionan con la familia, algunas han sido creadas de manera clínica para el diagnóstico o para reconocer ciertos factores, es decir, no miden una variable latente como tal. No obstante, otra parte de los instrumentos fueron creados con el propósito de medir variables latentes de manera psicológica o social, lo cual podría resultar más eficiente, ya que cuentan con un cuerpo teórico que respalde la medición de la variable latente (Byrne, 2015).

Por otro lado, ^{Flores et al. (2008)} y ^{Kahraman et al. (2017)} refieren que las herramientas para obtener información sobre las prácticas de crianza son relativamente nuevas, puesto que la comunidad científica que se interesa en estudiar las interacciones de los padres con sus hijos se inclinan más a medidas de estilos parentales, agregan que no es recomendable, pues solo se perfila en diferentes tipos de crianza a padres y madres, sin profundizar en los constructos importantes que posibilitan estos estilos parentales, por lo que se pierde variabilidad de estos, constructos como el apoyo afectivo o la comunicación parental (^{Oliveira et al., 2018}).

Así es como surge la necesidad de contar con herramientas actualizadas y contextualizadas que permitan evaluar aspectos de la familia que no sean perfiles en sí, sino que permitan obtener información en general sobre prácticas de crianza y funcionalidad familiar que proporcionan factores de protección. Siendo así, es de nuestro interés retomar conceptos con sustento teórico que representen la comunicación parental, apoyo a los hijos e hijas, cohesión familiar, adaptabilidad familiar y enseñanza de conducta prosocial.

Por lo tanto, damos cuenta de que ciertos elementos se han detectado como fundamentales cuando se estudian las prácticas de crianza: comunicación parental, entendida desde la teoría del apego de ^{Bowlby (1969)} aludiendo al intercambio de información entre padres y madres con hijos e hijas para la retroalimentación y control de estos en su educación. ^{Portugal et al. (2019)} en concordancia con ^{Rodríguez et al. (2011)} y ^{Aguirre (2014)} agregan que la comunicación parental es la forma en la que se regula el comportamiento de los hijos e hijas y que se encuentra ligada al apoyo emocional o afectivo que refiere a las expresiones de afecto de los padres hacia sus hijos y al apoyo que brindan a estos para que se puedan expresar emocionalmente de manera libre.

Por otro lado, las prácticas parentales prosociales son las acciones de los padres que se dirigen a enseñar socialización a sus hijos enfocadas a la promoción de conductas de ayuda y cooperación hacia otros de manera ejemplar y comunicativa (^{Morris et al., 2007}; ^{Pérez et al., 2019}; ^{Zacarías et al., 2016}). Así, este concepto también alude a la comunicación parental, pero agrega el aprendizaje social de ^{Bandura y Walters (1974)} en relación a la modelación para la enseñanza de conductas, en este caso la conducta prosocial y el reforzamiento o castigo.

La funcionalidad familiar resulta ser un buen factor en la investigación psicológica o social, pues su construcción no es clínica (^{Gómez-Clavelina et al., 1999}). La funcionalidad familiar se define como el producto de la relación jerárquica entre los miembros, incluyendo cohesión y adaptabilidad. La cohesión familiar refiere a los lazos afectivos y a la capacidad de apoyo entre sí, la adaptabilidad familiar alude a la capacidad de identificar y tomar ciertos roles para hacer que la familia funcione, también está relacionada con aspectos disciplinarios (^{Gómez-Clavelina et al., 1999}; ^{Ponce et al., 2002}; ^{Villarreal y Paz, 2017}).

No obstante, cómo se mencionó anteriormente, las herramientas que se han construido para medir los aspectos antes referidos son, en el presente, psicométricamente cuestionables, por lo que se necesita una actualización tomando en cuenta técnicas más vigentes, como las que representa la teoría de respuesta al ítem (TRI) o los métodos recientes en el proceso del AFE o análisis factorial confirmatorio (AFC).

Metodología

Resultados

Los indicadores de validez y confiabilidad fueron obtenidos por procesos y análisis estadísticos, dividiéndose en tres etapas: aplicación del AFE con método de máxima verosimilitud y rotación oblicua, análisis Rasch y AFC; esto sustentado por la modelación de teoría de respuesta al ítem y a los criterios expuestos con anterioridad. Para cada análisis factorial, se generaron submuestras del 50 % al azar e independientes, esto con la finalidad de confirmar los constructos con AFC a partir de una submuestra diferente por la que pasó el AFE. De esta manera, se procedió a realizar los análisis pertinentes obteniendo los siguientes resultados, además, se llevaron a cabo análisis descriptivos para cada variable de estudio al finalizar el proceso de validación.

En la escala de memorias de crianza se observaron dos dimensiones. La primera refiere a la comunicación parental entre padres y madre con hijos e hijas; la segunda, trata del apoyo emocional, de expresar sentimientos (ver tabla 1). En la primera dimensión, el reactivo que mayor carga factorial tuvo fue “Me dan información y orientación sobre la delincuencia”. Para la segunda fue “Me muestran interés en lo que hago y en mis experiencias”.

La EPPPro también fue conformada por dos dimensiones. La primera, indaga sobre aquellas prácticas prosociales que los padres y madres intentan transmitir a sus hijos e hijas, y la segunda, trata sobre la recompensa y castigo (ver tabla 2). El reactivo con mayor carga para la primera dimensión fue “Me dicen que están orgullosos de mi cuando ayudo a otros”. Y para la segunda fue “Me ofrecen regalos para que ayude a otros”.

FACES III también se dividió en dos dimensiones. La primera dimensión busca conocer la cohesión familiar existente, y la segunda intenta indagar sobre la funcionalidad familiar (tabla 2). Para la primera dimensión, el reactivo con mayor carga factorial fue “En nuestra familia los hijos toman las decisiones”; para la segunda dimensión fue “Nos sentimos muy unidos”.

Todas las dimensiones se encontraron con un índice de confiablidad aceptable. La puntuación más baja fue el alfa de Cronbach de adaptabilidad familiar con 0.79. Para las demás dimensiones, el alfa de Cronbach y la varianza explicada son considerados buenos y muy buenos, siendo el más alto de 0.95 y 53.81 % respectivamente (ver tabla 1).

Se procedió a realizar el análisis Rasch para comprobar la uni-dimensionalidad de cada dimensión obtenida, calibrar los reactivos y detectar aquellos que no se ajustaron a la población (ver tabla 2).

Algunos reactivos no se ajustaron a los criterios que el análisis Rasch sugiere. Todos los reactivos se mantuvieron para la dimensión de apoyo emocional, sin embargo, para las demás dimensiones se expulsaron reactivos debido a la dificultad de estos, representadas por el desajuste de infit y outfit, además, los ajustes de correlación y discriminación de los reactivos expulsados fueron inconsistentes. El reactivo expulsado en comunicación parental fue “Me dan información sobre enfermedades de transmisión sexual” con valor de outfit de 1.76. En prácticas PPPro, los reactivos expulsados fueron “Me regañan cuando no comparto mis cosas” y “Me agradecen cuando ayudo en casa” con puntuaciones de 1.60 y 1.59 respectivamente en infit.

Es importante mencionar que la dimensión de recompensa y castigo se convirtió en la dimensión de “Recompensa” pues aquellos reactivos que buscaban información sobre el castigo, no se ajustaron según los criterios del Rasch, pues los reactivos “Me pegan cuando no ayudo a mis familiares (hermanos, primos, tíos)” y “Me pegan cuando no colaboro con los demás” obtuvieron puntuaciones de outfit de 1.59 y 1.64 respectivamente.

Los reactivos expulsados en la dimensión de adaptabilidad familiar fueron “Padres e hijos se ponen de acuerdo en relación con los castigos” y “Nos gusta convivir solamente con los familiares más cercanos”, pues los valores de infit fueron de 1.59 y 1.61 respectivamente.

Para complementar y confirmar lo que el AFE arrojó y tomando en cuenta los reactivos que el Rasch sugirió que permanecieran, se procedió a ejecutar el AFC de primer orden con máxima verosimilitud para la obtención de índices de bondad de ajuste que nos permitirán conocer la pertinencia y también validar cada una de las dimensiones ya anteriormente revisadas (ver tabla 3).

Los índices de bondad de ajuste obtenidos para cada dimensión sugieren indicadores de validez muy buenos para los constructos, ya que todas las escalas cumplen con los criterios requeridos para decir que son adecuadas en la medición de los diferentes componentes o variables que las conforman.

Para comprobar los indicadores de validez que el AFC ofrece, se ejecutaron pruebas de invarianza con las variables sexo (hombre, mujer) y Grado (Primero, Segundo y Tercero) (ver tabla 4).

La prueba de invarianza mostró indicadores adecuados, pues según ^{Domínguez y Adrián (2015)}, y ^{Ochoa et al. (2015)} el CFI es el indicador en el cual se debe enfocar para observar el contraste y determinar la invarianza, lo anterior no quiere decir que los demás indicadores no sean importantes, sino que es el indicador más robusto de la prueba para explicar validez en la invarianza, debido a que este refiere a un índice de comparación.

Los datos descriptivos indicaron que las variables comunicación (M = 2.92, DE = 0.81), apoyo emocional (M = 2.92, DE = 0.82), prácticas parentales prosociales (M = 3.55, DE = 0.95), recompensa (M = 2.72, DE = 1.05), cohesión familiar (M = 2.73, DE = 0.78) y adaptabilidad familiar (M = 2.79, DE = 0.90) tienen una tendencia a ser normal con asimetría y curtosis de entre ± 3 (^{Kim, 2013}) con una propensión irrelevante a la derecha en la distribución de los datos, exceptuando recompensa y adaptabilidad familiar, que tienden a ser más céntricos.

Discusión

Se obtuvieron dos dimensiones para cada escala. En las dimensiones, se expulsaron 8 reactivos en total, todos en la fase de aplicación del análisis Rasch, es decir, según lo que mencionan ^{González (2008)}, Prieto y Delgado (2003) los reactivos resultaron difíciles de entender para la muestra, la habilidad de responder el reactivo no fue la adecuada, o bien, el reactivo no es pertinente para la muestra.

Lo primero a resaltar es la estructura factorial obtenida de cada escala, pues difiere de las escalas originales, esto debido a la diferencia metodológica en el AFE (^{Abad et al., 2011}; ^{Ferrando y Anguiano, 2010}; ^{Izquierdo et al., 2013}; ^{Lloret-Segura et al., 2014}; ^{Vigil-Colet et al., 2009}).

En memorias de crianza, donde se consideraban las dimensiones de interés por las actividades de los hijos e hijas, apoyo emocional y orientación a los hijos e hijas (^{Rodríguez et al., 2011}), resultó en dos dimensiones: comunicación parental y apoyo emocional. Esencialmente, lo que sucedió al realizar AFE con máxima verosimilitud oblicua, fue que la orientación a los hijos e hijas e interés en sus actividades se unieron. En la teoría, dichas dimensiones subyacen del concepto comunicación parental (^{Aguirre, 2014}; ^{Baumrind, 1973}; ^{Bowlby, 1969}; ^{Estévez et al., 2007}; ^{Rodríguez et al., 2011}), por ello es que, a lo obtenido aquí, se le concibió con ese nombre. Por otro lado, el apoyo emocional, al ser muy distinto a la comunicación parental, en tanto a su teoría, sus reactivos se conjuntaron en otro factor sin problemas.

Se observó que, a comparación de las escalas tomadas, los valores obtenidos a partir de implementar el AFE con máxima verosimilitud, y oblicua en conjunto con análisis Rasch, mejoraron. La varianza total explicada obtenida por ^{Rodríguez et al. (2011)} fue de 41 % y alfas de 0.93 para interés, 0.85 para apoyo emocional y 0.75 para orientación; mientras que en lo obtenido en el presente estudio, la varianza total explicada fue de 53.81 % y alfas de 0.94 para cada dimensión.

Para EPPPro, se contemplaban tres dimensiones: PPPro, recompensa y castigo. En este estudio, la dimensión castigo fue expulsada en su totalidad por análisis Rasch. Esto concordaría con la teoría, pues los reactivos refieren a reforzamiento y castigo positivo, lo cual ^{Rincón et al. (2018)} mencionan que se implementan para aumentar y disminuir la probabilidad de conducta, en este caso, se quiere medir el comportamiento prosocial, no la falta de conducta prosocial. También, se observan mejores efectos en el reforzamiento positivo, ya que, en la educación parental, el reforzamiento positivo suele tener un proceso de contingencia más claro que los castigos (^{Rincón et al., 2018}).

Por otro lado, cabe resaltar que la estructura factorial para PPPro y recompensa se mantuvieron igual, no obstante, los valores obtenidos por AFE con máxima verosimilitud oblicua y análisis Rasch mostraron ser mejores. ^{Zacarías (2014)} obtuvo varianza total explicada de 48.19 % y alfas de 0.92 para PPPro, 0.74 para recompensa y 0.87 para castigo. En este estudio, se obtuvo varianza total explicada de 50.34 % y alfas de 0.95 para PPPro y 0.83 para recompensa.

FACES III mantuvo casi la misma estructura, ya que dos reactivos que originalmente pertenecían a adaptabilidad familiar se conjuntaron con cohesión familiar, sin embargo, el análisis Rasch sugirió la expulsión de dos reactivos en adaptabilidad y uno en cohesión. La varianza total explicada obtenida por ^{Ponce et al. (2002)} fue de 46.3 % y el alfa total fue de 0.70. En este estudio, se obtuvo varianza total explicada de 43.62 %, pero alfas de 0.90 para cohesión y 0.79 para adaptabilidad.

A la luz de la literatura y en función al marco teórico que envuelve las escalas trabajadas, damos cuenta que, en esencia, las diferencias estructurales no implican una reestructuración conceptual teórica, dado que, aunque en la escala de memorias de crianza se hayan unido las dimensiones originales que aluden al interés y orientación, estas se desprenden del concepto de comunicación parental. En cuestión a la dimensión de castigo, esta fue expulsada por análisis Rasch, lo que supone una dificultad al contestar referente a que en la cultura del norte del país, posiblemente, el castigo no refleje la realidad. En relación a la funcionalidad familiar, la estructura se mantuvo, aunque en este estudio se obtuvo una menor varianza explicada, la confiabilidad fue mejor, además de una buena estructura por AFC.

Siendo las estructuras constituidas como lo obtenido en el presente trabajo, y debido a los valores obtenidos aquí, podemos concluir que hay reactivos que ya no se ajustan o reflejan algún fragmento de la realidad en relación a lo que se pretende medir, o por lo menos en el estado de Sonora. Siendo así, las estructuras factoriales distintas suponen una forma más eficaz de reconocer qué variables observables describen a las variables latentes y cuáles variables observables no son pertinentes en la estructura factorial.

Es relevante mencionar que por lo obtenido en este estudio, con relación a la comparación de los valores de AFE, no es posible atribuirle la mejora de valores en su totalidad al método de máxima verosimilitud con oblicua, pues no se realizó una comparación entre los dos métodos con la misma muestra, ya que el objetivo fue el de obtener indicadores de validez y confiabilidad en función a supuestos más actuales para disminuir el error en la medida y que las herramientas resulten fiables. No obstante, se puede concluir que las estructuras factoriales obtenidas, en comparación a las revisadas, sugieren una relación más lógica y estrecha con la teoría de procedencia, lo cual según Byerne (2016) es de suma importancia al validar constructos.

A lo anterior, es necesario añadir las diferencias culturales aludidas por ^{Espinoza y Garcés (2016)} al momento de trabajar con escalas, pues se generaron indicadores de validez en el norte del país, una cultura diferente a la de la Ciudad de México. También, por las diferencias de edades y lo que respecta la familia en relación a las etapas del desarrollo de los hijos e hijas, puesto que las escalas originales se trabajaron con muestras universitarias o primarias, es decir, después y antes de la etapa de conflictos que trae la adolescencia, que es la población objetivo en este artículo (^{Castro y Kirchner, 2018}; ^{Chavarín-García y Gálvez, 2018}; ^{Del Castillo, 2019}; ^{Espinoza y Garcés, 2016}; García et al., 2013; ^{Landstedt y Gillander, 2010}; ^{Mestre et al., 2007}; ^{Morán y Martínez, 2019}; ^{Silva y Pillón, 2004}).

En suma, según lo propuesto por ^{Pérez y Medrano (2010)}, ^{De la Fuente (2011)}, ^{Lloret-Segura (2014)}, ^{Bentler (1990)}, ^{Onyekachi y Olanrwaju (2020)} y ^{Steiger y Lind (1980)}, y por el objetivo de este estudio, se obtuvieron tres escalas con indicadores de validez y confiabilidad óptimos para medir aspectos de la familia desde la perspectiva adolescente, cumpliendo el propósito del presente trabajo. AFE y AFC arrojaron indicadores de validez muy buenos. Por otro lado, el análisis Rasch, después de expulsar los reactivos antes discutidos, se mantuvo con buenos indicadores (^{Atorresi et al., 2009}; ^{Chávez y Saade, 2009}; ^{González, 2008}; ^{Wright y Stone, 1979}).

Conclusiones

Obteniendo los indicadores de validez y confiabilidad de cada escala a través de un método riguroso como es el TRI, además de añadir pruebas de invarianza con residuales, lo cual indica que las diferencias son casi invariantes en su totalidad, damos cuenta de que se logró obtener instrumentos válidos y confiables para medir aspectos de la familia desde la perspectiva del adolescente en el norte del país. Además, es preciso señalar que la estructura factorial concordó en AFE y AFC con las submuestras al 50 %.

Lo anterior es relevante pues, como se indicó en el apartado de contextualización, la adolescencia trae consigo una serie de problemas, los cuales interfieren y modifican la estructura familiar y la relación con sus padres. También, los diversos factores de riesgo para cometer conductas antisociales o peligrosas para la salud, como el consumo de sustancias, conducta sexual prematura e irresponsable, vandalismo y delincuencia se encuentran presentes en la adolescencia.

Se reitera la importancia de las prácticas de crianza adecuadas y la funcionalidad familiar estable, ya que estos son factores fundamentales para disminuir los riesgos anteriormente expuestos. De esta manera, el contar con instrumentos validados con esta rigurosidad ayuda a conocer la situación del adolescente con relación a su familia, con lo cual la información podría apoyar a la prevención de aspectos negativos que la adolescencia trae consigo, así como apoyar en el desarrollo y formas de socialización en los diferentes ambientes sociales cómo la escuela, colonia y familia. También, la utilización de estas herramientas ayuda a explicar eventos apegándose más a la realidad al disminuir el error en los análisis.

Por otro lado, y refiriendo a los limitantes del estudio, damos cuenta que, a pesar de llevar a cabo un proceso de validación riguroso, es necesario contar con otro tipo de validez como la concurrente, divergente o discriminante, pues esto sumaría a la relevancia de utilizar este tipo de escalas para medir las variables aquí estudiadas, o bien, encontrar debilidades en estas y proseguir en la línea de investigación psicométrica en el contexto familiar. También, otra limitante podría referir a que no se llevó a cabo un estudio mixto que permitiera triangular la información obtenida para su validez. Como se mencionó anteriormente, la mejora de los valores obtenidos en este estudio, en comparación a las escalas originales, no puede ser atribuida en su totalidad al método y rotación de máxima verosimilitud con oblicua, por lo que se sugiere llevar a cabo estudios donde se demuestre la eficacia de estos, en contraste con varimax y componentes principales para dar un mayor apoyo.