Introducción

La familia es una institución que ha estado presente desde las sociedades más antiguas hasta la actualidad. Su valor es sustancial, siendo complejo delimitar una definición para este constructo, sobre todo considerando las transformaciones históricas y culturales, así como la diversidad familiar existente en la actualidad. Los primeros estudios en el ámbito de la familia ubicaban a esta como un grupo social, originado en el matrimonio y compuesto por esposo, esposa e hijos, y unidos por obligaciones económicas, religiosas y educativas (^{Lévi-Strauss, 1949}). Posteriormente, se definió a la familia como un grupo social integrado por dos personas que contribuyen en la vida monetaria, en la formación académica y en el cuidado de los hijos (^{Gough, 1971}).

Diferentes autores se han ido sumando a estas definiciones, imperando las características estructurales y sus funciones (^{Gallego, 2012}; ^{Oliva y Villa, 2014}), como el cuidado, socialización y educación de sus miembros para el desarrollo humano (^{Bernal, 2016}). Desde la teoría de los sistemas, es entendida como un sistema abierto que interactúa con otros más amplios y ha ido reajustándose a los diferentes cambios y demandas propios de las etapas del ciclo vital familiar, como la infancia y adolescencia (^{Fernández et al. 2015}).

Por tanto, en la actualidad, la familia es considerada como un sistema de interacciones fundamentalmente afectivas, cuyos lazos entre sus miembros conlleva un sentido de corresponsabilidad y compromiso entre sus integrantes, más fuerte que las obligaciones impuestas por otras instituciones. Si bien hay funciones tradicionalmente vinculadas a la familia que pueden ser satisfechas por otras personas o entidades, hay responsabilidades inherentes a los roles familiares como la intimidad, la cercanía, la atención mutua y el sentido de identidad entre sus integrantes (^{Estévez y Musitu, 2016}).

En la evolución histórica, social y cultural de la familia se han presentado cambios sustanciales originados con la participación laboral de las mujeres, disminución en la descendencia, aplazamiento en las uniones de pareja y espacio para la maternidad a mayor edad; estos cambios que se han denominado como “la revolución silenciosa” (^{Arriagada, 2007}). Las nuevas facetas en el contexto social han suscitado modificaciones sustantivas en la dinámica familiar, donde la responsabilidad del hogar ya no solo es asunto de la mujer, sino que el hombre comparte responsabilidades tanto económicas como de la distribución de tareas domésticas (^{Gallego, 2012}). Estos cambios han impactado el clima familiar en la crianza y el funcionamiento de la familia en general al tener que conciliar ambos las responsabilidades familiares y laborales (^{Martínez-Pampliega et al. 2019}).

Independientemente del tipo de conformación de la familia, esta atraviesa distintas etapas de transición con diversos procesos claves que propician su desarrollo. La teoría del ciclo vital familiar explica el proceso mediante etapas o periodos, expuestos a influencias externas e internas, que dan forma a cada familia y contribuyen con estrategias de afrontamiento a sus integrantes para su vida y sus demandas (^{Moratto et al. 2015}).

En efecto, ^{Olson et al. (1983)} destacan cuatro etapas en el ciclo vital de la familia: cónyuges jóvenes sin descendencia, cónyuges con hijos escolarizados, cónyuges con hijos adolescentes y cónyuges en el estadio de nido vacío o jubilación. En un estudio sistemático realizado por ^{Moratto et al. (2015)}, enfatizan la clasificación de cuatro etapas con distintas tareas o cambios en cada una de ellas: la primera de formación, caracterizada por la integración de la pareja; la segunda de expansión, conformada por la fase de crianza inicial de los hijos y con niños preescolares; la tercera de consolidación y apertura, familia con niños escolares, con hijos adolescentes, con hijos en proceso de independencia (partida de los hijos de la casa de los padres), adultos en edad de retiro de trabajo (termino de relaciones laborales); y la cuarta de disolución, organizada por la familia anciana y viudez.

Estos cambios por los que transita la familia a lo largo del ciclo vital pueden propiciar diversas tensiones; ante ello, los integrantes dispondrán de algunas habilidades que podrán emplear para afrontar los momentos de tensión en el núcleo familiar. En este contexto, se distinguen estresores normativos cuando existen cambios propios del momento determinado del ciclo de vida familiar, y estresores no normativos cuando se presentan circunstancias o condiciones no previstas de abrupta aparición con bastante alcance para producir alteraciones en el funcionamiento familiar (^{Musitu y Callejas, 2017}).

La presente investigación se centra en la etapa del ciclo de vida de familias con hijos adolescentes, donde se observan ciertas tareas o cambios normativos que se pueden resumir en conciliar dos procesos opuestos: por un lado, la búsqueda de la unión familiar, el conservar los vínculos amorosos y el sentido de identidad familiar; y, por otro, la búsqueda de desigualdad y creciente autonomía de los integrantes de la familia (^{Olson, 1991}). Una de las propuestas más utilizadas para evaluar el sistema familiar es el modelo circumplejo de Olson (^{Barnes y Olson, 1985}; ^{Olson, 2011}; ^{Olson et al. 2019}), organizado en torno a tres constructos fundamentales para el funcionamiento familiar: 1) cohesión, entendida por la expresión afectiva entre los integrantes de una familia o que una pareja expresa entre sí; 2) flexibilidad, definida como la posibilidad de cambio en la organización, las funciones y las reglas de convivencia; y 3) comunicación, entendida como las destrezas en la comunicación abierta y positiva en el sistema familiar o de pareja.

En este modelo, la comunicación es considerada como una dimensión que permite aumentar la cohesión y la flexibilidad, y por ello se propone que las familias equilibradas tienen una comunicación familiar más positiva (^{Olson y Gorall, 2003}). Para ^{Zambrano-Mendoza et al. (2019)}, la comunicación es la respuesta para conservar una relación idónea entre padres e hijos, ya que genera un ejercicio de confianza y respeto mediante el diálogo. Según ^{Martínez et al. (2019)}, el proceso de comunicación se transmite a partir de la fusión de la comunicación verbal, no verbal y paraverbal, que permite la expresión de ideas y sentimientos, y es por medio de la expresión de afecto y diversas actitudes que se genera la empatía o apatía con el otro. En suma, la comunicación familiar constituye una dimensión facilitadora, que ayuda a describir la integración o los patrones de interacción familiar (^{Musitu y Callejas, 2017}).

La comunicación familiar durante la adolescencia toma particular importancia debido a que influye en la estructuración de la identidad del adolescente y la capacidad de asumir roles (^{Cooper et al. 1982}). El modelo propuesto por ^{Grotevant y Cooper (1985)} busca reconocer matices de la comunicación familiar que refuerzan las habilidades psicosociales del adolescente. Se trata del llamado modelo de individuación y consta de cuatro factores: 1) la aserción/afirmación de sí mismo, que trata de tener una postura y explicarlo con claridad; 2) la separación, que es la capacidad de comunicar las diferencias entre sí mismo y los otros; 3) la permeabilidad, definida como la capacidad de tener apertura a las ideas de los otros; y 4) la reciprocidad relativa a expresar afectividad y respeto en las relaciones con los otros.

La comunicación es considerada como una variable central al evaluar la familia, y el instrumento mayormente utilizado a nivel internacional es la escala de comunicación padres e hijos de ^{Barnes y Olson (1985)}. Es a partir de las prácticas comunicativas que la familia constituye este espacio de socialización entre sus miembros y, posteriormente, en sus otros escenarios de desarrollo, constituyendo diversas dinámicas familiares. ^{Villafaña y González (2022)} consideran que, mientras estas dinámicas familiares no se transformen en busca de una equidad, los patrones de género seguirán marcados por la distribución asimétrica de poder, heredando impresiones de la socialización familiar y de comunicación con un sesgo sexista estático y reproductivo.

Evidencia empírica de los últimos años sugiere que la comunicación familiar es un factor protector respecto a la sintomatología depresiva, por lo que puede ayudar a disminuir las consecuencias negativas en la salud física y mental (^{Rivera et al. 2015}). Asimismo, se ha constatado que la calidad en la comunicación de los padres con sus hijos promueve la socialización para que los hijos sean más autónomos, confiados en sus decisiones y tolerantes con los otros (^{Zhang, 2020}). Un estudio reciente (^{Felix et al. 2020}) demuestra como la comunicación puede influir como fuente de apoyo; dependiendo de los procesos de comunicación pueden ser útiles o perjudiciales para la salud mental de padres e hijos ante determinados momentos estresantes. Sin embargo, la disciplina verbal severa (i. e., desde gritos a humillaciones hacia los hijos) o cálida (i. e., relación amorosa y de confianza entre padres e hijos) no son puntos extremos dentro de la comunicación familiar, ya que en una misma dinámica familiar pueden coexistir ambas (^{Smetana, 2017}). De esta forma, se considera la comunicación como una parte sustancial no solo para explicar o comprender la dinámica familiar, sino como un factor que influye en el ajuste psicosocial de los adolescentes.

Considerando la utilidad de la comunicación entre padres e hijos, es necesario diseñar instrumentos válidos y confiables que permitan evaluar esta variable. La escala de comunicación entre padres e hijos que analizamos está conformada por 20 reactivos que evalúan la comunicación con la madre y con el padre de manera independiente. Cada dimensión está integrada por los factores: comunicación familiar abierta y problemas en comunicación familiar. Este instrumento ha sido adaptado al idioma castellano por el grupo Lisis de España (^{Musitu et al. 2001}), quienes han replicado los mismos factores (^{Jiménez et al. 2007}; ^{Jiménez et al. 2005}); si bien, estudios posteriores han reportado tres factores: comunicación abierta, comunicación ofensiva y comunicación evitativa (^{Estévez, 2005}; ^{Estévez et al. 2007}; ^{Estévez et al. 2005}). A partir de la adaptación española se han realizado validaciones en Argentina (^{Schmidt et al. 2008}) y Perú (^{Araujo-Robles et al. 2018}; ^{Copez-Lonzoy et al. 2016}).

En México, diversos estudios han utilizado la adaptación española de este instrumento para relacionar la comunicación familiar con la resolución de conflictos y con la toma de decisiones (^{Luna et al. 2012}); consumo de alcohol y drogas (^{Musitu et al. 2015}; ^{Sánchez et al. 2014}); la victimización escolar (^{Castro et al. 2019}; ^{Urías-Aguirre, 2015}); la conducta violenta relacional (^{Romero, Martínez et al. 2019}; ^{Romero et al. 2018}; ^{Romero, Villarreal et al. 2019}; Villarreal et al. 2010); e ideación suicida (^{Moral et al. 2010}; ^{Romero, Martínez et al. 2019}; ^{Romero, Villarreal et al. 2019}). Aunque se reportan resultados interesantes, se observa la necesidad de desarrollar una validación del instrumento para población mexicana.

A partir de lo antes descrito, la mayor carencia es la falta de una escala válida y confiable para evaluar la comunicación familiar entre padres e hijos adolescentes que considere los factores de grado de apertura y problemas de comunicación en población mexicana. Por lo tanto, esta investigación tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la escala de comunicación entre padres e hijos de ^{Barnes y Olson (1982)}, para analizar la comunicación familiar durante la adolescencia en población mexicana. Específicamente: 1) analizar la estructura factorial de la escala; 2) examinar la consistencia interna y propiedades psicométricas de los ítems; y 3) proporcionar evidencia de validez de la estructura factorial del instrumento.

Metodología

Resultados

El análisis factorial exploratorio se realizó con la muestra de 661 participantes, 296 hombres y 365 mujeres. Este número de participantes permitió superar la cuota de cinco respondientes por reactivo necesarios para la validación de un instrumento (^{Nunnally y Berstein, 1995}). No se contó con datos perdidos. Los participantes de esta etapa tenían una edad entre 12 y 19 años y una media de 15 años con una desviación estándar de 1.6 años.

Se realizó un análisis de componentes principales con rotación varimax y normalización Kaiser, y se descartaron para ambas versiones los reactivos 2, 4, 11, 15 y 20 por presentar cargas factoriales inferiores a 0.3, no mostrar congruencia teórica dentro del factor o realizar agrupaciones con menos de tres ítems en un factor. Los análisis factoriales realizados mostraron qué escalas están constituidas por dos factores; las soluciones factoriales se pueden ver en las Tablas 1 y 2. Las pruebas de esfericidad de Bartlett fueron significativas tanto para la madre (3126.00, gl = 105, p< 0.001) como para el padre (3400.34, gl = 105, p< 0.001), y los indicadores de adecuación del tamaño de muestra Kaiser-Meyer-Olkin fueron adecuados en ambas versiones (0.914 y 0.915). Los eigenvalues superiores a 1 mostraron la existencia de dos factores. Esta solución convergió en tres iteraciones y explica el 47.41 % de la varianza en la versión de la madre y el 49.30 % en la del padre. El análisis factorial exploratorio mostró evidencia de validez de constructo.

Además, se realizó un análisis factorial confirmatorio con modelamiento de ecuaciones estructurales mediante el programa AMOS 24 para corroborar la estructura factorial. En el análisis factorial confirmatorio se seleccionaron 240 participantes (120 hombres, 120 mujeres); muestra suficiente para un análisis de máxima verosimilitud (^{Byrne, 2016}). No se contó con datos perdidos. Las edades comprendían entre 12 y 19 años, con una media de 14.82 años y con una desviación estándar de 1.62 años.

La estimación de los parámetros de bondad de ajuste se realizó con el método de máxima verosimilitud, se emplearon los índices de chi cuadrada (χ²), relative chi-square (χ²/df), Goodness-of-Fit Index (GFI), Adjusted Comparative Fit Index (CFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) y Tucker-Lewis Index (TLI) (^{Iraurgi et al. 2009}). No fue necesario realizar ajustes al modelo en ninguna de las versiones, por lo que no se eliminaron más reactivos. Los índices esperados que muestran buen ajuste son χ2 (gl) >0.05, χ2/gl <3, CFI>0.90, SRMR ≤0.08, RMSEA=≤0.08 (^{Byrne, 2016}; ^{Kline, 2016}; ^{Lévy, 2003}).

El análisis factorial confirmatorio para la versión de la madre mostró una χ2/df = 1.51, GFI = 0.93, CFI = 0.94 RMSEA= 0.04 y SRMR= 0.04; el TLI de 0.94. Todas las cargas factoriales fueron significativas y mayores a 3.580; mientras que en la versión para el padre se mostró una χ2/df = 1.64, GFI= 0.92, CFI = 0.95 RMSEA= 0.05 y SRMR= 0.04; el TLI de 0.94. Sus cargas factoriales fueron significativas y mayores a (3.580), estos indicadores permiten afirmar que el modelo presenta un buen ajuste (^{Bentler, 1990}; ^{Byrne, 2016}; ^{Hu y Bentler, 1999}). Las cargas factoriales estandarizadas y las covarianzas entre factores se muestran en las Figuras 1 y 2.

Fuente: Elaboración propia

Figura 1 Modelo del análisis factorial confirmatorio para la versión de la madre (n = 240). Chi-Cuadra = 135.101, gl = 89, p = 0.001 

Fuente: Elaboración propia

Figura 2 Modelo del análisis factorial confirmatorio para la versión del padre (n = 240). Chi-Cuadra = 146.129, gl = 89, p = 0.001 

La estructura factorial tanto de la versión para la madre como la del padre fueron los mismos en cuanto al número de factores y a los reactivos que los integran. Los dos factores quedaron conformados de la siguiente manera 1) apertura en la comunicación, compuesto por los ítems 1, 3, 6, 7, 8, 9, 13, 14, 16 y 17. Mientras que el factor 2) problemas de comunicación, que incluye los reactivos 5, 10, 12, 18 y 19.

La fiabilidad de la solución final para la versión de la madre en el factor 1 fue de alfa = 0.852 y omega = 0.859. Para el factor 2, un alfa = 0.622 y omega = 0.636. La fiabilidad global de la escala fue de alfa = 0.641 y omega = 0.719. La fiabilidad de la solución final para la versión del padre en el factor 1 fue de alfa= 0.893 y omega = 0.895; para el factor 2, un alfa = 0.592 y omega = 0.616. La fiabilidad global de la escala fue de alfa = 0.746 y omega = 0.789. Si bien no todos los indicadores superan el criterio de 0.7 o mayor, todos los índices son aceptables considerando que se cuenta con menos de diez reactivos (^{Loewenthal, 2001}) y se trata de un estudio exploratorio (^{Nunnally y Berstein, 1995})

Por último, empleando la misma base de datos para el análisis factorial confirmatorio, se obtuvo evidencia de validez discriminante entre los factores de cada una de las escalas. Para ello, se llevó a cabo el procedimiento HTMT descrito por Henseler et al. (2015). En los indicadores de las escalas, se encontraron tamaños de relación entre -0.427 y -0.004, mientras que para la versión de los padres los indicadores guardaron relaciones entre -0.392 y 0.055. Estas puntuaciones menores a 0.90 indican que los constructos son empíricamente independientes, permitiendo obtener evidencia de validez de discriminación.

Discusión

Se concretó el objetivo de la presente investigación al alcanzar diferentes evidencias de validez del instrumento para población mexicana. La escala mostró una adecuada agrupación teórica. Presenta una varianza explicada del 47 % para la madre y del 49 % para el padre, con coeficientes de fiabilidad para la madre y para el padre de 0.94, mostrando una adecuada confiabilidad. Ambas escalas están conformadas por dos factores denominados apertura en la comunicación y problemas de comunicación.

El uso de este instrumento en México ha estado limitado a la utilización de la versión española (^{Musitu et al. 2001}), con poca revisión de sus propiedades psicométricas o generalización de las mismas. Un estudio en este sentido fue el de ^{Villarreal (2009)}, quien exploró las propiedades psicométricas de este instrumento en población mexicana y, como resultado del análisis factorial exploratorio, reportó una varianza explicada de 55.04 % para el padre y 48.25 % para la madre con valores alfas de Cronbach de 0.87 y 0.86 para padre y madre respectivamente.

La adaptación de este instrumento para adolescentes argentinos (Schimidt et al. 2008) posee una varianza explicada de 21.3 % para madre y 56.6 % para padre, explicada en tres factores (comunicación abierta, comunicación ofensiva y comunicación evitativa) con un alfa de Cronbach que oscila de 0.71 a 0.89 para la madre y de 0.71 a 0.92 para el padre. Mientras que la de universitarios peruanos (^{Araujo-Robles et al. 2018}) arrojó una estructura bifactorial de 18 ítems, con un alfa de Cronbach para versión del padre de 0.89 y 0.80 para apertura y problemas de comunicación, respectivamente; y con la madre 0.86 para apertura y 0.83 para problemas de comunicación.

Las propiedades psicométricas de la versión final de este instrumento coinciden con el número de factores propuestos por ^{Barnes y Olson (1982)}, al igual que con otros estudios más recientes (^{Araujo-Robles et al. 2018}; ^{Jiménez et al. 2007}; Jiménez et al. 2005; Romero, ^{Martínez et al. 2019}; ^{Romero et al. 2018}; ^{Romero, Villarreal et al. 2019}). Sin embargo, difiere de aquellos que proponen tres dimensiones, donde los problemas de comunicación se dividen en comunicación ofensiva y evitativa (^{Castro et al. 2019}; ^{Estévez, 2005}; ^{Estévez et al. 2007}; ^{Estévez et al. 2005}; ^{Luna et al. 2012}; ^{Moral et al. 2010}; ^{Musitu et al. 2015}; ^{Sánchez et al. 2014}; ^{Schmidt et al. 2008}; ^{Urías-Aguirre, 2015}; Villarreal et al. 2010). Las dos dimensiones propuestas se muestran discriminantes, por lo que existe una evidencia de no estar realizando una medición del mismo constructo con indicadores distintos.

Lo que se observa, respecto a los resultados en cuanto al número de reactivos, es que en otras validaciones se conservan todos los ítems de la escala original, pero el factor de problemas de comunicación se divide en dos áreas. Con la eliminación de cinco ítems de la versión original, tanto para el padre como para la madre, la versión final del instrumento muestra una adecuada congruencia teórica y buenos indicadores de ajuste para la evaluación de la comunicación entre padres e hijos adolescentes mexicanos.

Todos los ítems que se descartaron pertenecían al factor de problemas en la comunicación; estos fueron el 2 (“suelo creerme lo que me dicen), 4 (“no me atrevo a pedirle lo que deseo o quiero”), 11 (“tengo mucho cuidado con lo que digo), 15 (“hay temas de los que prefiero no hablarle”) y 20 (“no creo que pueda decirle cómo me siento realmente en determinadas situaciones”). Tanto en la adaptación realizada en Perú (^{Araujo-Robles et al. 2018}) como en Argentina (Schimidt et al. 2008), no se conservaron el número de reactivos total de escala original y en todos los casos se coincidió con eliminar de la estructura factorial el ítem 11. Los resultados del presente estudio son consistentes con lo reportado por estos últimos autores al concluir, de acuerdo con la opinión de los panelistas que participaron en su investigación, que los reactivos que hacen referencia a la selectividad del contenido de la comunicación que los adolescentes comparten con los padres no se ajusta a lo que en la cultura latinoamericana se considera como una comunicación negativa y no debe ser considerado como un indicador de problemas en la comunicación. Concluyen que es esperable que el adolescente no quiera compartir ciertos temas en esta etapa.

La contribución fundamental de esta investigación es que está entre las primeras en adaptar este instrumento para población mexicana a partir de realizar un análisis exploratorio y confirmatorio; lo cual permitirá realizar comparaciones interculturales a través de un instrumento de rápida y fácil administración, y con un amplio uso a nivel internacional. Los resultados de este estudio permiten determinar que este instrumento cuenta con las propiedades psicométricas apropiadas para utilizarse en la población explorada. En consecuencia, se puede considerar la comunicación en relación con distintas variables de interés, como el ajuste psicosocial y ciberacoso (^{Romero-Abrio et al. 2019}), adaptación familiar y ajuste psicológico ante el divorcio (^{Herrero et al. 2020}), el apoyo y resiliencia en estudiantes universitarios (^{Dorrance et al. 2019}), prácticas de crianza (^{Freeman et al. 2019}), asociación con el bienestar (^{Brown y Greenfiel, 2021}), cuidadores y pérdidas por cáncer (^{Weber et al. 2019}; ^{Wittenberg et al. 2019}), por mencionar algunas. No obstante, se reconoce como limitación del estudio la necesidad de indagar sobre otros métodos para obtener validez en futuras investigaciones, como comparar a diversos grupos de riesgo con la población de adolescentes en general.