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Introducción
La supervisión parental (SP) se entiende como un conjunto de comportamientos parentales relacionados que le dan seguimiento al paradero, actividades y compañías del adolescente, y que se podría traducir en mantenerlo vigilado como un medio de control (Stattin y Kerr, 2000). La SP ha cobrado importancia en la salud de los adolescentes, porque sus bajos niveles se han asociado con comportamientos de riesgo, como conducta antisocial, delincuencia, criminalidad, consumo de sustancias, resultados escolares (Bendezú et al., 2018), conducta sexual de riesgo (Wang et al., 2015; Tomić et al., 2017) y comportamientos alimentarios de riesgo (Martinson et al., 2016).
Un estudio de cohorte que evaluó las trayectorias de SP durante la adolescencia temprana (11-14 años) y las conductas de juego en adultos jóvenes (22 años), identificó dos trayectorias; la clase estable (84,9%) comenzó con un alto nivel de SP a los 11 años y con estabilidad hasta los 14 años. Mientras que la clase en declive (15,1%) comenzó con un nivel significativamente más bajo de SP a los 11 años y experimentó un descenso significativo hasta los 14 años, lo que aumentó significativamente las probabilidades de problemas de juego en comparación al otro grupo (Lee et al., 2014).
Una consideración importante recae en la perspectiva del estudio de la supervisión (SU); desde los padres o de los hijos. Se ha identificado que los reportes de los adolescentes pueden estar influenciado por las percepciones de lo que observan en sus padres (Handschuh et al., 2020). Un estudio (Cottrell et al., 2017) identificó que la supervisión directa (SD) que es informada por los adolescentes, es más predictiva de las conductas de riesgo. Cottrell et al. (2017) sugieren que no todas las estrategias de SU ofrecen efectos positivos sobre los adolescentes o para la relación padres-adolescentes. Afirmaron que los padres pueden recurrir a la supervisión restrictiva (SR) que se basa en limitar actividades, amigos o planes de los adolescentes, control conductual, o recurrir a la supervisión indirecta (SI) a través de otros adultos o adolescentes del vecindario para recabar información sobre su paradero y actividades. Cotrell et al. (2017) demostraron que el uso de múltiples estrategias de SP se asoció con mayor conducta de riesgo, incluso más que los padres que no utilizan ninguna estrategia. Por lo que se destacó la importancia de realizar evaluaciones constantes para identificar áreas de prevención desde la familia.
Una revisión que examinó 72 instrumentos que evaluaron la SP, los clasificó en tres tipos; i) instrumentos basados en el conocimiento de los padres, ii) en la solicitud de información del adolescente, iii) en la revelación de información. En esta revisión se identificó que la escala Parental Monitoring Instrument (PMI) de Cottrell et al. (2007; 2017), se basaba en la solicitud de información y tenía una alta calidad de evidencia, además de que cumplía con el estudio de validez de contenido y consistencia interna (Handschuh et al., 2020).
En México se han propuesto algunas escalas desde hace décadas que han evaluado relaciones parentales (Aguilar et al., 2004) y estilos parentales (Aguilar y Aguilar, 2013), que se entienden como patrones interrelacionados de creencias, actitudes y formas de comunicación que emplean los padres durante la crianza y desarrollo de sus hijos para regular y controlar su comportamiento. Esta escala evalúa estilos de crianza como el estilo autoritativo (alto en exigencia y alto en responsividad), autoritario (alto en exigencia y bajo en responsividad), permisivo (alto en responsividad y bajo en exigencia) y negligente (bajo en ambas dimensiones). Pero no evalúa actividades de supervisión. Así también, la Escala de Control Materno y Paterno (Betancourt y Andrade-Palos, 2007), que se validó en adolescentes tempranos de quinto y sexto de primaria, pero carece de análisis factorial exploratorio y confirmatorio. Por lo que no se cuenta con un instrumento válido que evalúe actividades de SP en adolescentes mexicanos.
La evaluación entre padres-adolescentes es crucial para el desarrollo de los adolescentes por las consecuencias que trae consigo en su vida. La evaluación temprana puede ofrecer la posibilidad de dirigir esfuerzos hacia la prevención de conductas de riesgo y dirigir intervenciones hacia áreas problemáticas además de estandarizar instrumentos que permitan la comparación en diferentes contextos y poblaciones (Foran et al., 2020). Por lo que el objetivo de este estudio fue adaptar y validar al español la PMI en adolescentes mexicanos de secundaria y preparatoria, de 13-18 años, y sus padres (así se referirá tanto a mamás como papás). Se presenta también evidencia de su validación mediante criterios externos, asociando la SP con el consumo de sustancias.
Metodología
Participantes
Se diseñó un estudio instrumental que incluyó una muestra no aleatoria de 448 adolescentes de 13 - 18 años, estudiantes de secundaria (n= 92) y preparatoria (n= 356). El promedio de edad del conjunto fue de 15.47 con una DE=.95. El 51.5% fueron mujeres y el 48.5% fueron hombres. Adicionalmente se incluyeron a 246 padres de esos adolescentes que contestaron la encuesta, 215 (87.3%) fueron mamás de 32 - 62 años con un promedio de 40.3 años y una DE= 6.6. El 24% reportó dedicarse al hogar y el 66% trabajaba (p.ej. docente, recepcionista, maestra, estilista). El 12.6% fueron papás de 36 - 63 años con un promedio de 44.2 años y una DE= 6.7. El 99% reportó que trabajaba como empleado; chofer, almacenista, custodio, maestro, obrero y el 1% estaba jubilado.
Instrumentos
Se aplicó un cuestionario de 35 preguntas con dos secciones: 1) Siete preguntas sociodemográficas cerradas para la caracterización de los adolescentes y sus padres; edad (años cumplidos), sexo (femenino/masculino), escuela y turno (matutino/vespertino), si estudiaba además de trabajar (si/no), consumo de tabaco en el último mes (si/no y no sé para los padres), consumo de alcohol en el último mes (si/no y no sé para los padres) y episodios de embriaguez en el último mes (si/no y no sé para los padres) (Villatoro-Velázquez et al., 2017); 2) La escala MPI (Cottrell et al., 2007) evalúa estrategias de SP con adolescentes de 13-18 años.
La versión original de la MPI se desarrolló en EEUU y consta de 27 ítems redactados de igual forma para adolescentes y padres y agrupados en siete factores que incluyen cuatro fuentes de información y tres temas de SU. Las fuentes de información son la SI (siete ítems) que recoge información de otras fuentes distintas del adolescente como otros padres o vecinos; la SD (tres ítems) que obtiene información directamente del adolescente; SR (tres ítems) que puede ser invasiva del espacio personal del adolescente por la revisión de pertenencias personales y privadas; la SE (cuatro ítems) que recoge información del comportamiento relacionado con la escuela.
Los temas de SU incluyen salud (cuatro ítems) que recoge información sobre su ejercicio y hábitos alimentarios; SU de computadora (cuatro ítems) que recoge información relacionada con el uso de equipos de cómputo; SU de teléfono (dos ítems) que se relaciona con la restricción del tiempo/uso. Las opciones de respuesta original de la escala son: (1= 0 veces, 2= 1-2 veces, 3= 3-4 veces y 4= 5 o más veces en los últimos cuatro meses). El alfa de Cronbach de los factores para la versión de adolescentes fue entre .71 - .81 y de .70 - 85 para los padres. Por último, se realizaron cinco entrevistas cognitivas con adolescentes y cinco sus padres por separado para identificar la comprensión de las preguntas en español.
Procedimiento
Se solicitó autorización al autor de la escala original para su adaptación a población mexicana. Se realizó una traducción al español de PMI (Cottrell et al., 2007) por un psicólogo cuyo idioma nativo es el inglés y una retrotraducción del español - inglés por una psicóloga. Se revisaron las preguntas y se realizó una adaptación de la pregunta <Read (your) personal notes or diary/journal> por <Leyó tus notas personales de tu diario, correos electrónicos, Facebook, X (Twitter), mensajes de texto, Instagram, TikTok, Whatsapp>, en virtud del tipo de uso de redes sociales por adolescentes (Rubalcaba et al., 2022).
Se aplicó el instrumento por autoadministración a un grupo piloto de 150 adolescentes de 13-18 años y a sus 150 padres. Posteriormente se realizaron las entrevistas cognitivas con adolescentes y con sus padres. En este momento se modificó la escala Likert del número de veces que había realizado la SU (0 - 5 veces en los últimos cuatro meses) a periodicidad (0 = nunca; 1= muy pocas veces, 2 = algunas veces, 3 = casi siempre y 4 = siempre en los últimos cuatro meses). Esta modificación se realizó en virtud de que en las entrevistas cognitivas refirieron que la SU era más frecuente y superó las cinco veces en el periodo de los últimos cuatro meses y porque las respuestas estaban cargadas hacia los puntajes más altos.
Después del análisis del piloto, se aplicó la escala mediante autoadministración con las opciones de respuesta modificada a 470 estudiantes de secundaria y preparatoria y a 327 padres que se localizaron en la reunión escolar. Se eliminaron 22 encuestas de adolescentes y 99 de padres que no estaban completamente contestadas, dado que un requisito para el análisis de datos en JASP (2022) es que no haya preguntas con respuestas en blanco. Adicionalmente se eliminaron a 13 personas que eran hermanos mayores de los adolescentes y abuelos que acudieron a la reunión escolar en representación de los padres. Por lo que quedó una muestra final de 448 adolescentes y 215 padres. Sin embargo, en la muestra para la validación mediante criterios externos sólo se contó con la participación de 356 adolescentes de preparatoria y 246 padres de ellos.
Análisis de datos
Se realizó un análisis multigrupo con el programa JASP (2022), para poner a prueba la equivalencia del instrumento de un modelo único para adolescentes y padres tal como se presenta en su versión original. Se tomó como valores aceptables al comparar los modelos de equivalencia configural, métrica y estricta con incrementos en Chi2 que no fueran estadísticamente significativos, con decrementos menores a .01 en el índice CFI, e incrementos máximos de .015 en el índice RMSEA (Lee y Smith, 2020). En virtud de que el análisis mostró valores diferentes que fueron estadísticamente significativos en Chi2, se procedió a realizar análisis separados por poblaciones. Las bases de datos de adolescentes y de padres fueron divididas de forma aleatoria en dos subgrupos.
Con la primera base de adolescentes n= 225 y de padres n= 156, se realizó el análisis factorial exploratorio (AFE) con el programa JASP (JASP, 2022). Considerando la naturaleza ordinal de las variables, se analizó con la matriz de correlaciones policóricas (Asún et al., 2016) Se verificó su posible su factorización mediante el indicador Kaiser Meyer Olkin (KMO) con valores ≥7 y que los valores en la prueba de Bartlett fueran estadísticamente significativos. El número óptimo de factores a extraer se determinó mediante el análisis paralelo de implementación (Lubbe, 2019), en contraste con los teóricamente esperadas. Los factores se extrajeron mediante el método de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente. Se interpretó la matriz rotada mediante el método promin (Lorenzo-Seva y Ferrando, 2021).
Diversos reactivos fueron descartados por obtener valores < .5 en la medida de adecuación muestral (Lorenzo y Ferrando, 2021) o por presentar cargas < .4 en todos los factores o bien cargas > .4 en más de un factor. Se consideraron como factores válidos los que retuvieron por lo menos tres indicadores con cargas ≥ .4, sin cargas equivalentes en los demás factores, valores de consistencia interna ≥.7 y que fueran congruentes con su contenido conceptual con el modelo teórico. La bondad de ajuste se valoró como aceptable al obtener valores RMSEA ≤ .08, CFU ≥ .95, GFI ≥ .95 Y AGFI ≥ .90 y AGFI ≥ .90.
El análisis factorial confirmatorio (AFC) se realizó por separado con la segunda base de datos que incluyó 223 adolescentes y 159 padres. Se utilizó el software JASP (2022) para estimar las discrepancias mediante el método de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente, que es adecuado para los niveles de medición ordinales. La bondad de ajuste se consideró adecuada al obtener valores de RMSEA ≤ .08, CFI ≥ .95, GFI ≥ .90 y SRMR ≤ .08 (Brown, 2015). Por último, se analizó la consistencia interna para cada factor y para la escala en su conjunto mediante la fórmula Omega de McDonald (Hayes y Coutts, 2020) en JAPS (2022).
Para el análisis de validez de criterios externos se corrió la prueba de normalidad y los resultados mostraron que los datos no tenían una distribución normal, por lo que se utilizaron estadísticas no paramétricas. Se estimó un promedio de los factores de SP en adolescentes como en padres en SPSS 26.0. Se utilizó la prueba de Mann-Whitney para la comparación de grupos y la significación se definió en p ≤ 0.05. Adicionalmente se realizó un análisis de correlación bivariado de Pearson para asociar la SP con el consumo de sustancias.
Consideraciones éticas
El proyecto fue aprobado por la Universidad de Guadalajara (CINV-C/083/2023) y aceptado por las autoridades de las escuelas sedes. A padres y adolescentes se les solicitó su consentimiento y asentimiento informado por escrito. La base de datos desvinculó los datos de identificación y a los estudiantes que participaron se le entregó un incentivo escolar equivalente a un dólar. A las escuelas sede se les presentó un informe global y sugerencias en virtud de la alta prevalencia del consumo de sustancias (CS).
Resultados
El análisis de equivalencia para un modelo único de adolescentes y padres mostró valores diferentes que fueron estadísticamente significativos (Chi2 = 1594.894, gl = 296, p = 0.001), y los índices de bondad de ajuste no fueron adecuados (RMSEA =.103, IC 90% [.10,- .11], TLI =.73, BIC= - 162.616), por lo que se realizó un modelo para adolescentes y otro para padres.
Análisis Factorial Exploratorio en Adolescentes
El AFE de adolescentes mostró un índice KMO = .81 y valores estadísticamente significativos en la prueba de Bartlett (Chi2 = 1192.596, gl= 91, p = 0.01), lo que teóricamente indicó que era posible extraer factores. El análisis paralelo sugirió la extracción de cuatro factores que superaron el promedio de varianza aleatoria. Esta resolución excluyó tres factores de la escala original. Como se observa en la Tabla 1, la solución de cuatro factores incluyó reactivos conceptualmente congruentes con la SI en su primer factor (promedio de 1.78, DE= 2.28, varianza común explicada 13% y Omega de McDonald=.73); la SD en el segundo factor (promedio de 7.04, DE= 3.38, varianza común explicada 13.4% y Omega de McDonald ω=.80); SE en el tercer factor (promedio de 6.96, DE= 2.74, varianza común explicada 12.6% y ω=.72) y la SR en su cuarto factor (promedio de 2.41, DE= 2.66, varianza explicada 13.4% y ω=.73).
Tabla 1 Solución del Análisis Factorial de la Escala de Supervisión Parental versión Adolescentes (ESP-A)
| Ítems de ESP-A | Cargas factoriales | |||
| 1 | 2 | 3 | 4 | |
| Factor 1 Supervisión Indirecta | ||||
| 9. Contactó a los padres de tus amigos para hablar con ellos | 0.766 | 0.161 | 0.028 | -0.184 |
| 10. Contactó a otros padres para obtener más información de tus amigos | 0.895 | -0.063 | 0.034 | 0.106 |
| 21. Habló con los vecinos sobre tus actividades | 0.498 | -0.021 | 0.009 | 0.189 |
| Factor 2 Supervisión Directa | ||||
| 13. Habló contigo sobre lo que planeaba hacer después de salir de clases | 0.084 | 0.5 | 0.12 | 0.049 |
| 18. Te preguntó sobre los detalles de las actividades planeadas antes de darte permiso | 0.062 | 0.823 | -0.083 | -0.098 |
| 19. Te preguntó qué pasó después de las actividades que había planeado | -0.009 | 0.906 | -0.008 | 0.04 |
| Factor 3 Supervisión Escolar | ||||
| 1. Corroboró que hubieras terminado tus tareas | 0.057 | -0.119 | 0.858 | -0-37 |
| 2. Habló con tus maestros sobre tu desempeño escolar | 0.117 | -0.092 | 0. 611 | -0.001 |
| 3. Asistió a las juntas escolares | -0.194 | -0.131 | 0.411 | 0.09 |
| 4. Habló contigo sobre tus calificaciones y tareas escolares | -0.072 | 0.091 | 0.767 | -0. 100 |
| 5. Estableció límites de tiempo para el uso de tu celular | 0.163 | -0.131 | 0.611 | -0.001 |
| Factor 4 Supervisión Restrictiva | ||||
| 11. Revisó tu mochila, cajones o clóset | 0.116 | 0.161 | -0.137 | 0.586 |
| 23. Leyó tus notas personales de tu diario, correos electrónicos, Facebook, X (Twitter), mensajes de texto, Instagram, TikTok, Whatsapp | -0.065 | -0.136 | 0.035 | 0.894 |
| 26. Revisó los sitios web que habías visto mediante el historial u otro procedimiento | -0.015 | 0.01 | 0.041 | 0.736 |
Nota: N= 223 adolescentes. La rotación fue oblimin promax. Los factores con cargas mayores de .40 están en negritas.
Los índices de bondad de ajuste fueron adecuados (RMSEA =.06, IC 90% [.04, .08], TLI =.92, BIC=-142.592) y una varianza total explicada del 54%. Por lo que se decidió conservar el modelo de cuatro factores y verificar su estructura mediante el AFC.
Análisis Factorial Confirmatorio en Adolescentes
En la Figura 1 se presenta el AFC de los adolescentes que mostró, en general, índices adecuados de bondad de ajuste (CFI = .97, RMSEA =.03, IC 90% [.00, .05], GFI= .96, SRMR= .06, Chi2= 94.940, gl= 73, p = .04). Todos los reactivos presentaron cargas estadísticamente significativas sobre sus factores con valores de 0.32 - 1.048, valores de Z entre 7.9 - 15.2 y niveles de p = 0.001. La consistencia interna de la escala fue de ω= .80.
El AFE en padres mostró un índice KMO= .81 y los valores en la prueba de Bartlett fueron estadísticamente significativos (Chi2 = 1005.807, gl = 55, p = 0.01), lo que indicó que teóricamente era posible extraer factores. En el análisis paralelo se sugirió la extracción de tres factores que superaron el promedio de varianza aleatoria. Esta resolución excluyó cuatro factores de la escala original. En Tabla 2 se presenta la solución de tres factores que incluyó reactivos conceptualmente congruentes; la SI en el primer factor (promedio 3.73, DE= 3.68, varianza común explicada 40.1% y ω= .74); SR en el segundo factor (promedio 6.84, DE= 6.6, varianza común explicada 6.6% y ω= .85) y SD en el tercer factor (promedio 6.84, DE= 2.88, varianza común explicada 16.6% y ω= .75). Los índices de bondad de ajuste fueron adecuados (RMSEA =.04, IC 90% [.01, .08], TLI =.97, BIC= -91.629) (Coke et al., 1978) y una varianza total explicada del 65%.
Tabla 2 Solución del Análisis Factorial de la Escala de Supervisión Parental con Padres (ESP-P)
| Ítems de ESP-P | Cargas factoriales | ||
| 1 | 2 | 3 | |
| Factor 1: Supervisión Indirecta
9. Contactó a los padres de los amigos de su hijo/a para hablar con ellos |
0.961 | -0.090 | 0.068 |
| 10. Contactó a otros padres para obtener más información de los amigos de su hijo/a | 0.941 | -0.037 | -0.028 |
| 12. Les preguntó a los amigos de su hijo(a) sobre las actividades que hicieron él/ella | 0.634 | 0.106 | -0.001 |
| 21. Habló con los vecinos sobre de las actividades de su hijo(a) | 0.583 | 0.081 | 0.000 |
| Factor 2: Supervisión Restrictiva
6. Le dijo a su hijo/a que terminara las conversaciones Telefónicas |
0.071 | 0.556 | 0.043 |
| 11. Revisó la mochila, los cajones o el closet de su hijo/a | 0.037 | 0.720 | 0.018 |
| 23. Leyó las notas personales de su hijo/a, de su diario, Correos electrónicos, Facebook, X (Twitter), mensajes de texto, Instagram, TikTok, Whatsapp | -0.017 | 0.747 | 0.018 |
| 26. Revisó los sitios web que su hijo/a había visto mediante el historial u otro procedimiento | 0.003 | 0.885 | -0.055 |
| Factor 3: Supervisión Directa
17. Habló con su hijo/a sobre sus hábitos de alimentación |
-0.151 | -0.168 | 0.662 |
| 18. Le preguntó a su hijo/a sobre los detalles de las actividades planeadas antes de darle permiso | 0.053 | 0.030 | 0.889 |
| 19. Le preguntó a su hijo/a qué pasó después de las actividades que había planeado | 0.123 | -0.144 | 1.006 |
Nota: N= 156 padres de adolescentes. La rotación fue oblimin promax. Los factores con cargas mayores de .50 están en negritas.
Análisis Factorial Confirmatorio Padres
En la Figura 2 se presenta el AFC en los padres que mostró, en general, índices adecuados de bondad de ajuste (CFI = .99, RMSEA = .05, IC 90% [.04,.08], GFI= .98, SRMR=.06) y Chi2= 70.79, gl= 41, p= .003. Los reactivos presentaron cargas estadísticamente significativas p = 0.001 sobre sus factores. Los valores estimados fueron de .67 -.96, y valores de Z entre 15.52 - 22.19. Los factores SI, SD y SR tuvieron valores de p significativos. La consistencia interna de la escala fue de ω .83.
Evidencia de Validez mediante Criterios Externos
En la Figura 3 se muestra la distribución de las respuestas y los promedios obtenidos para los adolescentes y los padres por cada estrategia de SP con diagramas de caja y bigotes. Como se observa, la mayoría de los adolescentes reportó que sus padres usaron SD y SE. El 35% reportó que sus padres usaron dos estrategias SE y SD, el 28% reportó tres estrategias SE, SD y SI y el 35.3% cuatro estrategias. Los padres reportaron SD, seguida de SR. El 90% de los padres utilizó dos estrategias de SP y el 10% reportó no incluir SR.
El análisis por sexo en los adolescentes mostró diferencias estadísticamente significativas en la SI con mayores puntajes para las mujeres, con valores de U de Mann-Whitney Z= 2.301, g.l.= 1, p = 0.021. El reporte de padres no mostró diferencias por el sexo del adolescente, pero sí por grupo de edad en SR con mayor puntaje para el grupo de 15-16 años (Z= 2.121, g.l.= 1, p = 0.034). Los adolescentes que trabajaban y estudiaban reportaron menor SD (Z= 2.622, g.l.= 1, p= 0.009).
En la Tabla 3 se presenta la comparación de promedios de la SP con el CS en adolescentes y padres. Los adolescentes reportaron menores puntajes de SD para quienes consumían tabaco (Z= 2.986, g.l.= 1, p= 0.003) y alcohol (Z= 2.743 g.l.= 1, p= 0.006). De igual forma, la SE mostró menores puntajes para el grupo con consumo de tabaco (Z= 2.427, g.l.= 1, p= 0.015) y alcohol (Z= 1.970, g.l.= 1, p= 0.049). El reporte de los padres mostró diferencias únicamente en la SI con menores puntajes para quienes reportaron que sus hijos consumían tabaco (Z= 2.017, g.l.= 1, p= 0.044). Por último, la prevalencia del CS entre padres e hijos mostró diferencias, por ejemplo, el 7.8% de los adolescentes reportaron haber fumado en el último mes (UM), mientras que los padres reportaron el 4.9%, y el 7% reportó que no sabía si sus hijos fumaban tabaco. La prevalencia de consumo de alcohol UM en los adolescentes fue de 34.8% y en los padres de 17.7%, y el 7% reportó no saber. Por último, la prevalencia de episodios de embriaguez UM en adolescentes fue del 18.6% y de los padres el 13%, y el 3.5% reportó no saber.
Tabla 3 Comparación de Los Promedios de la Supervisión Parental con el Consumo de Sustancias en Adolescentes y Padres
| Reporte de Adolescentes | Reporte de Padres | ||||||||||||
| Tabaco último mes | Alcohol último mes | Embriaguez último mes | Tabaco último mes | Alcohol último mes | Embriaguez último mes | ||||||||
| No n=330 | Sí n=26 | No n=264 | Sí n=92 | No n=217 | Sí n=63 | No n=203 | Sí n=10 | No n=181 | Sí n=32 | No n=137 | Sí N=18 | ||
| Indirecta | 178.51 | 178.33 | 187.99 | 151.26 | 137.01 | 143.54 | 108.88 | 68.85* | 109.11 | 95.06 | 78.08 | 77.36 | |
| Directa | 183.05 | 120.75* | 187.29 | 153.27* | 142.65 | 124.45 | 107.51 | 96.60 | 107.42 | 104.63 | 77.01 | 85.50 | |
| Restrictiva | 177.28 | 194.04 | 180.30 | 173.33 | 137.92 | 140.45 | 108.60 | 74.45 | 106.01 | 112.63 | 79.52 | 66.44 | |
| Escolar | 182.20 | 131.50* | 184.82 | 160.36* | 141.96 | 126.79 | - | - | - | - | - | - | |
*Valores U de Mann-Whitney estadísticamente significativos
La Tabla 4 muestra los resultados del análisis de correlaciones bivariadas entre los factores de la escala en adolescentes y las variables incluidas. Se encontraron correlaciones positivas entre el CS y embriaguez con grupo de edad y SD, una correlación negativa del consumo de tabaco y alcohol con SE y una correlación positiva entre embriaguez con SE y con el puntaje global de SP. Por último, no se presenta la tabla de las correlaciones de los padres debido a que no fueron significativas la SP con el CS, ni con las variables incluidas, pero sí se encontraron inter-correlaciones significativas entre los factores entre .19 - .39.
Tabla 4 Correlación Bivariada de las Estrategias de Supervisión Parental y su Consumo de Sustancias en Adolescentes
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | ||
| 1 | Sexo (Hombre 0, mujer 1,) | 1 | |||||||||
| 2 | Grupo de edad (15-16=1, 17-18=2) | -.02 | 1 | ||||||||
| 3 | Tabaco último mes | -.08 | .18** | 1 | |||||||
| 4 | Alcohol último mes | -.08 | .20** | .32** | 1 | ||||||
| 5 | Embriaguez último mes | .03 | .15** | .23** | .40** | 1 | |||||
| 6 | Indirecta | .08 | .04 | .02 | .00 | .00 | 1 | ||||
| 7 | Directa | .07 | -.09 | .17** | -.14** | .00 | .24** | 1 | |||
| 8 | Restrictiva | .04 | -.08 | .06 | -.50 | -.01 | .38** | .26** | 1 | ||
| 9 | Escolar | .93 | ..06 | -.17** | -.12* | .27** | .27** | .48** | .27** | 1 | |
| 10 | Supervisión total | .07 | -.05 | .11* | -.11* | .65** | .65** | .75** | .68** | .69** | 1 |
* La correlación es significativa en el nivel en nivel de p < 0.05.
** La correlación es significativa en el nivel en nivel de p = 0.01
Discusión
El análisis de invariancia identificó una estructura diferente para adolescente y padres que difirió de la escala original. La versión original para población de EEUU consta de 27 preguntas (Cottrell et al., 2007) y en esta adaptación, la versión para adolescentes fue de 14 preguntas agrupadas en cuatro factores que incluyó SI, SD, SE y SR, pero con una confiabilidad similar a la original. La versión adaptada para padres incluyó 11 preguntas agrupadas en tres factores que incluyó SI, SD y SR, con una confiabilidad similar a la original. El análisis de esta adaptación con adolescentes y padres mexicanos, excluyó algunas preguntas originales de salud, como la ubicación de la computadora y la restricción del uso del celular, pero en la versión mexicana se reubicaron tres de estas preguntas en SE y SR en el análisis exploratorio y corroboradas en el análisis confirmatorio.
Se considera que esta versión adaptada, reducida y reorganizada se debe a que la población mexicana, tiene probablemente diferentes concepciones culturales de la SP, y quizás también, la variable temporal contribuyó. La escala original se construyó y validó en 2007, por lo que al menos transcurrió una generación que trajo consigo nuevas formas de entendimiento y de relación padres-hijos (Nuño-Gutiérrez et al., 2022).
Adicionalmente, también se observó una percepción diferente entre padres y adolescentes, desde el análisis de invarianza que identificó diferencias significativas entre estos grupos, la exclusión de preguntas originales y el efecto de la SP sobre el consumo de sustancias. Se ha sugerido que los reportes de los adolescentes pueden estar influenciados por las percepciones de lo que observan de sus padres (Handschuh et al., 2020). En el caso de la SE, quizás para los padres, no es visto como una estrategia de SP, sino como una colaboración con las escuelas, que apelan al apoyo de los padres y quizás como un tema de responsabilidad personal. Aunque se observó mayor SP para el grupo de las mujeres no fue significativo, por lo que quizás con una muestra más grande, podrían observarse estas diferencias de género (Nuño-Gutiérrez et al., 2022). También se observó que conforme avanza la edad, la SP va disminuyendo (Lee et al., 2014), permitiéndoles mayor libertad hacia el final de la adolescencia.
Para los adolescentes el mejor predictor del CS fue la SE, mientras que para los padres no se identificó ninguna estrategia asociadas. Sin embargo, algunos de los padres reportaron no tener conocimiento sobre el consumo de sus hijos y las prevalencias de padres e hijos tampoco coincidieron. Un estudio cualitativo reciente desarrollado con adolescentes en tres ciudades de México -incluida Guadalajara-, identificó que sus padres les permiten el consumo de alcohol en reuniones familiares para mantenerlos vigilados, de modo que no experimenten fuera de casa y se expongan a riesgos (Nuño-Gutiérrez et al., 2022).
Sin embargo, el estudio de la hipótesis que la SP podría asociarse y predecir conductas de riesgo de los adolescentes debería continuar en diferentes contextos y poblaciones (Wang et al., 2015; Martinson et al., 2016; Bendezú et al., 2018; Tomić et al., 2017; Lee y Smith, 2020). Así como identificar cuáles estrategias de SP predicen diferentes conductas de riesgo y cuáles estrategias de SP podrían tener efectos negativos, pues se sabe que la sobre-supervisión de los adolescentes podría favorecer conductas desafiantes y mayores conductas de riesgo (Cottrell et al., 2017). De igual forma, se recomienda profundizar en la evaluación del tipo de supervisión con grupos de adolescentes consumidores de drogas y adolescentes sin consumo, así como adolescentes con conductas sexuales de riesgo.
Conclusiones
El estudio identificó que los menores puntajes de SD y SE se asociaron con el consumo de tabaco y, desde la psicoterapia, se sugiere que estos estilos de supervisión se fomenten en la psicoeducación y en el tratamiento de adolescentes tanto en padres como hijos, ya que promueven el diálogo, evitan restricciones y se basan en la confianza; además de que la investigación las ha reportado como las más predictivas de conductas de riesgo (Cottrell et al., 2017). Por otro lado, la SI y la SR son los estilos que se enfocan tanto en la restricción, inspección a hurtadillas y supervisión a través de terceras personas que podrían lesionan la calidad de la relación y la confianza. Por ello, se sugiere continuar con el estudio del efecto de los estilos de la supervisión en diferentes variables de riesgo y protección con adolescentes.
Una limitación del estudio es que las preguntas de consumo de sustancias sólo se aplicaron a la muestra de adolescentes de preparatoria, debido a dificultades logísticas para incluirlas en secundaria. Otra limitación fue la poca participación de papás, en virtud de que la aplicación de cuestionarios se realizó en las escuelas dentro del horario escolar a la que suelen acudir mamás. No obstante, a pesar de estas limitaciones el estudio proporciona evidencia psicométrica de calidad para el uso y evaluación de la SP tanto en adolescentes de 13 a 18 años como en padres y su asociación en otras conductas de riesgo.
Finalmente, se puede señalar que la estructura de esta escala en su versión para adolescentes (ESP-A) y padres (ESP-P) muestra solidez para evaluar la SP como constructo con indicadores de validez, confiabilidad y validez de criterio. Las implicaciones de la evaluación de la SP para la prevención de conductas de riesgo en los adolescentes ofrecen un área de oportunidad de tipo ecológica, que puede trascender a las intervenciones centradas en los adolescentes, para fomentar el uso de la SD que se basa en la comunicación y confianza.
