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Acción Psicológica

versión On-line ISSN 2255-1271versión impresa ISSN 1578-908X

Acción psicol. vol.12 no.1 Madrid ene./jun. 2015

http://dx.doi.org/10.5944/ap.12.1.15317 

 

 

Una Tarea de Generación Aleatoria con Mínimas Demandas de Memoria para la Enfermedad de Alzheimer Leve

A random generation task with minimum memory requirements for mild Alzheimer's disease

 

 

M.a Rosario García-Viedma1, Sara Fernández-Guinea2, Rafael Martos1 y Ana Raquel Ortega Martínez1

1 Universidad de Jaén
2 Universidad Complutense de Madrid

Dirección para correspondencia

 

 


RESUMEN

Los pacientes con enfermedad de Alzheimer leve muestran dificultades para realizar actividades cotidianas debidas a la afectación del control atencional, las cuales describen diferencias cualitativas significativas entre el envejecimiento normal y el patológico. Las tareas de generación aleatoria permiten valorar esta capacidad; sin embargo, su utilización en personas mayores y con EA puede estar sesgada por las demandas de memoria que imponen. Interesados en evaluar específicamente el control atencional en estos sujetos, diseñamos una tarea de generación aleatoria manual con mínimas exigencias de memoria. Se aplicó a un grupo de personas mayores sanas y a un grupo de pacientes con EA inicial. Los resultados revelaron diferencias significativas entre ambos grupos en distintos índices de aleatorización, mostrando los pacientes más dificultades para evitar secuencias estereotipadas y cambiar de estrategias. Estos resultados confirman que esta tarea permite valorar de modo delimitado el control atencional en individuos mayores, y discriminar entre el envejecimiento normal y el inicio de la EA. Por tanto, la tarea de generación aleatoria manual podría considerarse en la detección temprana de la EA.

Palabras clave: control atencional, memoria, generación aleatoria, enfermedad de Alzheimer, envejecimiento.


ABSTRACT

Mild Alzheimer's disease patients show difficulties in everyday activities caused by attentional control involvement. They reveal qualitative differences between normal and pathological aging. Random generation tasks have been proposed as sensitive test to assess this attentional ability; however, their application to elderly people and AD patients could be biased by memory demands. In order to specifically evaluate attentional control in these subjects, we design a manual random generation task, with minimum memory requirements. It was applied to both healthy elderly people and patients with mild AD. The achieved results revealed significant differences between both groups on the diverse random indexes, showing AD patients more difficulties when interruption or avoiding answering patterns or stereotyped sequences is required, and also in switching strategies. These findings confirm that this manual random generation task allow to evaluate attentional control in a delimited way in elderly people. Besides, it is sensitive in normal aging and neurodegenerative process discrimination. Then, manual random generation tasks could be proposed in early diagnosis of Alzheimer's disease.

Key words: attentional control, memory, random generation, Alzheimer's disease, aging.


 

Introducción

Los pacientes con enfermedad de Alzheimer (EA) en las fases iniciales, muestran dificultades para llevar a cabo con éxito actividades de la vida cotidiana, como por ejemplo, mantener una conversación con varias personas (Alberoni, Baddeley, Della Sala, Logie y Spinnler, 1992), comprar diversos artículos en lugares diferentes (Shallice y Burgess, 1991), revisar las vueltas (Martini, Domahs, Benke y Delazer, 2003), conducir o desplazarse por lugares poco conocidos (Duchek, Hunt, Ball, Buckles y Morris, 1998). Estas manifestaciones clínicas características del inicio de la EA estarían señalando la afectación temprana de la capacidad de control atencional, e indicando diferencias cualitativas significativas con las personas mayores sanas. Esta observación tiene importantes repercusiones en el ámbito clínico, donde uno de los objetivos principales de la investigación actual es detectar rasgos del procesamiento cognitivo distintivos del inicio de la EA y desarrollar pruebas de evaluación que sean sensibles a los mismos.

El control atencional es un mecanismo complejo que está implicado en las tareas que son nuevas, demandantes o que no se pueden realizar de manera automática (Norman y Shallice, 1986). Se ha descrito en modelos cognitivos como el de memoria de trabajo de Baddeley (1986), en el que el Ejecutivo Central (EC) se establece como un mecanismo de control. Actualmente se considera que el EC podría fraccionar en los siguientes subcomponentes (Baddeley, 1996; Miyake et al., 2000): a) control inhibitorio, b) coordinación de diferentes tareas o canales de procesamiento, c) cambio de configuración mental, y d) actualización de la memoria de trabajo.

Una de las pruebas que se ha recomendado para valorar los posibles trastornos del EC, y especialmente el control atencional, es la tarea de generación aleatoria (tarea GA) (Baddeley, 1996; Evans, 1978). En estas tareas se pide a los sujetos que emitan secuencias aleatorias de respuesta; por ejemplo, los sujetos deben generar una cadena de letras o números al azar. Su ejecución implica varios procesos, como son: a) mantener la información sobre las instrucciones y el set de respuesta en la memoria; b) integrar esta información y mantenerla en la memoria de trabajo para producir secuencias aleatorias; c) seleccionar estrategias nuevas para mantener la secuencia tan aleatoria como sea posible; d) comprobar que las secuencias no se ajustan a un patrón reconocible o familiar, y si no es así, cambiar de estrategia; y e) inhibir respuestas estereotipadas (p.e. "1,2 3" o "A,B,C") y la repetición de respuestas de forma consecutiva (p. e. 9,9,9,5.) (Baddeley, Emslie, Kolodny y Duncan, 1998; Friedman y Miyake, 2004; Miyake et al., 2000; Peters, Giesbrecht, Jelicic y Merckelbach, 2007; Towse y Neil, 1998).

Baddeley (1986) sugirió que estas tareas requieren altos niveles de implicación del EC, y se han vinculado principalmente a las operaciones de control inhibitorio y cambio de configuración mental (Baddeley, 1998; Friedman y Miyake, 2004). En este sentido, existe un amplio consenso en cuanto al papel que este mecanismo de control tiene en la conducta implicada en las tareas GA (p.e. Azouvi, Jokic, Van der Linden, Marlier, y Bussel, 1996; Baddeley, 1996; Logie, Gilhooly y Wynn, 1994; Pollux, Wester y De Haan, 1995; Towse y Valentine, 1997). Además, dicha implicación se da independientemente de la versión utilizada para su exploración; por ejemplo, utilizar letras o números como material de respuesta, el número de alternativas de respuesta disponibles,. (p.e. Daniels, Witt, Wolff, Jansen y Deuschl, 2003; Joppich et al., 2004; Towse, 1998).

Las tareas GA comenzaron a utilizarse en el contexto evolutivo (Rabinowitz, Dunlap, Grant & Campione, 1989), y desde entonces se ha incrementado su reconocimiento y aplicación en la evaluación del procesamiento cognitivo de los adultos sanos (Lemaire, Abdi y Fayol, 1996; Logie, Gilhooly y Wynn, 1994), en psicología clínica, en la esquizofrenia (Salamé y Danion, 2007) o en autismo (Williams, Moss, Bradshaw y Rinehart, 2002), y en personas con lesiones cerebrales, como enfermos de Parkinson (Robertson, Hazlewood y Rawson, 1996), o pacientes con síndrome de Korsakoff (Pollux, et. al., 1995). Entre estos últimos estudios destaca el de Brugger, Monsch, Salmon y Butters (1996), por ser el único hasta el momento en estudiar el control atencional en pacientes con EA utilizando una tarea GA. Estos autores aplicaron una tarea GA oral ("Mental Dice Task", MDT) a un grupo de pacientes con EA y a un grupo de mayores sanos. Los resultados obtenidos mostraron que ambos grupos evitaban en la misma medida las repeticiones. Sin embargo, los pacientes producían secuencias que se caracterizaban por una "sobre-representación" de secuencias ordinales (p.e., 3,4,5...). Es decir, estos sujetos eran menos capaces de suprimir el conteo (p.e. 5,6,...), que es la forma más automatizada de generar secuencias de dígitos. Sin embargo, no se diferenciaban de los mayores sanos en cuanto a la utilización de formas menos automatizadas o familiares de ordenar los dígitos, como es el conteo hacia atrás. En otras palabras, la ejecución de los pacientes era menos aleatoria que la del grupo control y se ajustaba más a patrones de respuesta "pre-establecidos".

Los datos obtenidos por Brugger et. al. (1996) son consistentes con los de estudios previos que han informado de la presencia de dificultades relacionadas con el control atencional en estadios iniciales de la enfermedad utilizando otras pruebas (p.e. tareas stroop, tareas go/no-go, paradigma dual, Wisconsin Card Sorting Test-WCST, ...) (Belleville, Chertkow y Gauthier, 2007; Baddeley, Baddeley, Bucks y Wilcox, 2001; Della Sala y Logie, 2001; Perry y Hodges, 1999; Perry, Watson y Hodges, 2000; Splieler, Balota y Faust, 1996; Amieva, Phillips, Della Sala y Henry, 2004).

Sin embargo, la valoración del control atencional en pacientes con EA utilizando tareas GA podría verse sesgada por las propias demandas de memoria que impone la tarea. Como se ha señalado previamente, las tareas GA requieren mantener la información sobre las instrucciones y el set de respuesta en la memoria, e integrar esta información y mantenerla en la memoria de trabajo para producir secuencias aleatorias, entre otros procesos. Teniendo en cuenta los problemas de memoria que presentan las personas con EA (Grady et al., 1988; Jacobs, Dooneief, Marder, Bell y Sterm, 1995; Morris, 1994; Price et al., 1993; Zec,1993), el pobre rendimiento de estos sujetos en tareas GA podría estar mediado por las alteraciones de memoria, y no se podría determinar si estas dificultades se deben exclusivamente a déficit relacionados con el control atencional.

Por todo ello, nos planteamos realizar un estudio para analizar si los pacientes con EA siguen mostrando una afectación del control atencional a pesar de la reducción de las demandas de memoria en las tareas GA. De este modo, podríamos valorar si una prueba breve y sencilla, que evaluara de manera más específica la capacidad de control atencional, pudiera ser sensible en la distinción del envejecimiento normal con el inicio de una enfermedad neurodegenerativa, como es la EA.

Para ello diseñamos una tarea GA manual. Las tareas de GA manual son formalmente equivalentes a las de modalidad oral (Baddeley, 1998). Sin embargo, las tareas de generación manuales reducen la carga de memoria, ya que el sujeto tiene un referente externo de las alternativas de respuesta disponibles, en contra de lo que sucede en las orales, en las cuales las alternativas de respuesta no están disponibles durante su ejecución, y los sujetos deben mantener esta información en su memoria. Así, la única información que tendrían que mantener los pacientes serían las instrucciones de la actividad, lo que implica menores demandas de memoria y de control atencional que las tareas de generación oral. De este modo, si las alteraciones en la capacidad del control atencional están en la base de las dificultades mostradas por los pacientes con EA en la realización de las tareas GA, y si la afectación de esta habilidad cognitiva permitiera distinguir a las personas mayores sanas de los pacientes, esperaríamos que la realización de esta tarea GA con mínimas demandas de memoria se caracterizase por ser menos aleatoria en los pacientes con EA que en los mayores sanos, indicando el deterioro del control atencional en estos pacientes.

 

Método

Participantes

En este estudio participaron 14 pacientes con un diagnóstico de probable EA según los criterios del DSM-IV-R (APA, 2002) y los de NINCDS-ADRDA (McKhann et al., 1984), y 14 personas mayores sanas.

La muestra de pacientes con EA constaba de 10 hombres y cuatro mujeres. La edad media era 75.7 años (Dt=5.8), y el nivel de estudios medio era educación primaria (57% del grupo). Los pacientes con EA procedían de la Unidad de Neurología del Hospital "Ciudad de Jaén" (España) y de la "Asociación de Familiares de Enfermos de Alzheimer La Estrella" de Jaén. En ambos casos los pacientes habían sido diagnosticados por neurólogos especialistas en demencias.

El grupo control comprendía seis hombres y ocho mujeres, con una edad media de 72.6 años (Dt=7.2), y un nivel académico medio correspondiente a educación primaria (64% del grupo). T pertenecen a la misma comunidad que los pacientes con EA. Ninguno de ellos puntuaba por debajo del punto de corte de los siguientes instrumentos: Miniexamen Cognoscitivo de Lobo, Esquerra, Burgada, Sala y Sevá (1979), Escala de Demencia de Blessed, Tomlinson y Roth (1968) y Escala de Depresión Geriátrica de Yesavage et al. (1983).

Ambos grupos eran homogéneos en cuanto a edad, [F(1,26)=1.519, p=.229], género, [?2(1)=2.333, p=.126], nivel educativo, [?2(3)=1.535, p=.675], y depresión [F(1,26)=.985, p=.330]; mientras diferían significativamente en las medidas del Miniexamen Cognoscitivo, [F(1,26)=50.425, p=.000], y de la Escala de Demencia, [U=.000, p=.000] (véase tabla 1). Tal y como puede observarse en la tabla 1, hay que destacar el hecho de que los pacientes con EA se encontraban en una fase muy inicial de la enfermedad.

 

 

Los criterios de exclusión para los dos grupos eran alcoholismo, presencia o historia de una enfermedad mental crónica, desórdenes neurológicos o cerebrovasculares, presencia de una enfermedad sistémica que afecte a la cognición, y deficiencias significativas en la movilidad de las manos. Todos tenían una visión y una audición normal o corregida.

Todos los participantes colaboraron de forma voluntaria y dieron su consentimiento informado de acuerdo a la declaración de Helsinki (World Medical Association, 2004). El estudio fue aprobado por el Comité Ético del "Hospital Ciudad de Jaén".

Materiales y apartados

La tarea consistía en generar manualmente los dígitos de uno a cinco de forma aleatoria durante dos minutos y 45 segundos, con una razón de emisión de un dígito cada 1000 milisegundos que era determinada por la presentación de un tono (Tono.wav).

El sujeto era instruido para producir sus respuestas, presionando las teclas numeradas con el mismo dedo de su mano dominante, de la forma más aleatoria posible.

La tarea fue diseñada con el programa E-prime v 1.1 (Schneider, Eschman y Zuccolotto, 2002). Para la presentación de las instrucciones, los estímulos y el registro de las latencias de respuesta se utilizó un ordenador portátil convencional conectado a una caja de respuestas, con una precisión de registro de milisegundos, y con cinco botones de respuesta numerados del uno al cinco (éstas eran las únicas teclas hábiles en el ordenador). La pantalla del ordenador permanecía en negro durante toda la tarea, excepto durante las instrucciones, que permanecía en blanco con el texto en negro y Courier New 18.

El programa RgCalc para Windows 95 (Towse y Neil, 1998) se utilizó para obtener los diferentes índices de la conducta de aleatorización y que constituyen las medidas utilizadas:

1. Redundancia: la redundancia (R) en una secuencia aleatoria está determinada por el grado de desviación con respecto a una generación aleatoria ideal en la que estén igualadas las frecuencias de todas las alternativas de respuesta. Este valor se expresa como un porcentaje, una R de 0% indica no redundancia (igualdad perfecta de las frecuencias de las alternativas de respuesta), y una R de 100% indica una completa redundancia (la misma alternativa de respuesta es utilizada consecutivamente).

2. Frecuencia de producción de cada alternativa de respuesta.

3. Puntuación "coupon": hace referencia al número medio de respuestas dadas antes de utilizar todas las alternativas de respuesta disponibles.

^rND^1A01^nPaulette J.^sJoseph Polyte^rND^1A01^nNoelia^sBelando^rND^1A01^nElisa^sHuéscar^rND^1A01^nJuan Antonio^sMoreno-Murcia^rND^1A01^nPaulette J.^sJoseph Polyte^rND^1A01^nNoelia^sBelando^rND^1A01^nElisa^sHuéscar^rND^1A01^nJuan Antonio^sMoreno-Murcia^rND^1A01^nPaulette J^sJoseph Polyte^rND^1A01^nNoelia^sBelando^rND^1A01^nElisa^sHuéscar^rND^1A01^nJuan Antonio^sMoreno-Murcia

 

 

Efecto del estilo docente en la motivación de mujeres practicantes de ejercicio físico

Effect of style teaching in the motivation of women practitioners of physical exercise

 

 

Paulette J. Joseph Polyte, Noelia Belando, Elisa Huéscar y Juan Antonio Moreno-Murcia

Universidad Miguel Hernández de Elche

Dirección para correspondencia

 

 


RESUMEN

La motivación intrínseca en un entorno social adecuado puede optimizar el desarrollo físico-deportivo en mujeres. Preocupados por el ello, el objetivo de este estudio fue comprobar el poder de predicción del estilo controlador y la satisfacción de las necesidades psicológicas básicas sobre la motivación intrínseca. La muestra estuvo compuesta por 325 mujeres practicantes de ejercicio físico, con edades comprendidas entre los 18 y los 72 años (M = 32.4, DT = 11.40). Los resultados indican que el estilo controlador por parte del docente predice negativamente la motivación intrínseca, mientras los mediadores psicológicos lo hacen positivamente. El uso de las recompensas, la condición negativa así como la utilización de métodos de intimidación y un excesivo control hace que las mujeres no se sientan intrínsecamente motivadas, mientras que la satisfacción de la competencia, autonomía y relación con los demás si lo consiguen.

Palabras clave: género; autodeterminación; autonomía; competencia; relación con los demás; estilo controlador.


ABSTRACT

Intrinsic motivation in a suitable social environment can provide a good physical and athletic development in women. Concerned Thus, the aim of this study was to test the predictive power driver style and the satisfaction of basic psychological needs of intrinsic motivation. The sample consisted of 325 women practicing regular physical exercise athletes, aged 18 to 72 years (M = 32.4, SD = 11.40). The results indicate that the driver of the teaching style negatively predicted intrinsic motivation while we predict positive psychological mediators. In this sense it seems that the use of rewards, the negative condition and use methods of intimidation and excessive control makes women feel intrinsically motivation, which could lead to a possible abandonment of physical sports. In this attempt could be out experimental studies demonstrating the effects between the controller style of fitness instructor and how motivated women towards physical sport.

Key words: gender; self-determination; autonomy; competence; relationship with others.


 

Introducción

El establecimiento de relaciones sociales eficaces en la práctica de ejercicio físico-deportivo y sus factores contribuyentes, podrían ser aspectos clave en la motivación de las mujeres respecto a esa actividad así como determinar su potencial adherencia a la misma. Concretamente, el estilo de intervención del docente podría tener un papel destacado participando en la actitud hacia el entorno deportivo (Colin, Ryan y Simon, 2014). En este sentido, la literatura especializada propone centrar la atención en el rol del educador en apoyo a la calidad de las experiencias positivas percibidas por los practicantes (ver Adie, Duda y Ntoumanis, 2012; Langan, Blake y Lonsdale, 2012). Profundizar en el análisis de la relación del estilo docente con algunas variables psico-sociales puede ayudar a interpretar la práctica físico-deportiva en las mujeres, consiguiendo modelos adaptados a sus necesidades e inquietudes concretas, como indican algunos estudios previos (ver Bartholomew, Ntoumanis y Thogersen-Ntoumani, 2010; Moustaka, Vlachopoulos, Kabitsis y Theodorakis, 2012).

Estilo del técnico deportivo y teoría de la autodeterminación

Deci y Ryan (2012) definen la teoría de la autodeterminación como una teoría empírica de la motivación humana y la personalidad en los contextos sociales, que distingue entre motivación autónoma y controlada. Se centra, por tanto, en analizar su origen y cómo ésta puede dar lugar a diferentes consecuencias cognitivas, conductuales, y afectivas en la vida de las personas. Se postula que las personas pueden regular su conducta de forma autónoma y volitiva en la interacción con el entorno, favoreciendo así la calidad de la implicación y el bienestar psicológico, mientras que si por el contrario el ambiente social (por ejemplo: el estilo docente) actúa de forma controladora, esta tendencia innata se vería frustrada dando lugar al malestar (Vlachopoulos, 2012). Además, el comportamiento humano está mediado por tres necesidades psicológicas primarias y universales: autonomía, competencia y relación con los demás, esenciales para el desarrollo social y el bienestar de las personas. Deci y Ryan (2012) explican estas tres necesidades, de modo que, en lo que se refiere a la necesidad de autonomía (o autodeterminación) ésta comprende los esfuerzos de las personas por sentirse el origen de sus acciones, y tener voz o fuerza para determinar el comportamiento propio. Se trata de un deseo de experimentar un "locus" interno de causalidad. La necesidad de competencia se basa en tratar de controlar el resultado y experimentar eficacia. Mientras, la necesidad de relación con los demás hace referencia al esfuerzo por relacionarse y preocuparse por otros, así como sentir que los demás tienen una relación auténtica contigo, y experimentar satisfacción con el entorno social.

En consecuencia del argumento anterior, el estilo de intervención del docente respecto a la forma de comunicación con el grupo, la organización de las tareas y el manejo del clima puede oscilar desde un comportamiento controlador a un estilo interpersonal autónomo. De esta forma, el docente que con frecuencia promueve un clima de ejercicio físico de apoyo a la autonomía se caracterizaría por un estilo de conducta positivo, receptivo, que incentiva el rendimiento a través del esfuerzo, explica claramente las tareas proporcionando oportunidades para la toma de decisiones y la resolución de problemas. Este estilo se relacionaría positivamente con la motivación intrínseca (González, Castillo, García-Merita y Balaguer, 2015). Por el contrario, el docente con un estilo controlador, el cual monopolizaría todas las tareas, sin hacer partícipe al grupo del proceso de ensenanza-aprendizaje, proporcionando la solución a los problemas y presionando mediante la utilización de un estilo crítico, autoritario y amenazador podría repercutir negativamente sobre la motivación intrínseca de los practicantes (Aibar et al., 2015). Por ejemplo, se ha observado que deportistas que afirman sentirse intimidados y temerosos de su entrenador, reportan niveles más altos de ansiedad cognitiva y somática (Baker, Côté y Hawes, 2000). En el ámbito de la educación física, diversos estudios cuasi-experimentales han mostrado que los docentes que apoyan la autonomía (en contraste con los controladores, ver Thomas y Müller, 2014) catalizan una mayor motivación intrínseca, curiosidad e iniciativa hacia el desafío de nuevos retos en sus estudiantes (Maskit, 2011; Reeve et al., 2014).

La motivación autodeterminada en las mujeres

Según la teoría de la motivación autodeterminada la respuesta de una persona ante determinada actividad va a variar dependiendo de que el origen de su motivación sea más interno (motivación intrínseca) o externo (motivación extrínseca). En este sentido, las mujeres con una motivación más autodeterminada, estarían más comprometidas con la actividad físico-deportiva, gracias a que el placer y disfrute que encuentran en la actividad en sí misma se convierte en su único fin (Deci y Ryan, 2012). Se trata de actividades que las personas realizan voluntariamente en ausencia de recompensas materiales o limitaciones. Asimismo, la motivación intrínseca se basa en la necesidad psicológica de sentirse competente y autodeterminado para hacer frente a lo que le acontece. Estas consecuencias positivas retroalimentan la motivación más interiorizada que podría persistir en el tiempo (Rutten, Boen y Seghers, 2012). Desde la teoría de la autodeterminación se justifica que la probabilidad de generar sentimientos positivos hacia la práctica de actividad físico-deportiva en la mujer, y por ende, acercar a la motivación autodeterminada, será mayor cuando se satisfagan las tres necesidades básicas. El contexto social en general, mediatizado por las relaciones de género, y las figuras de autoridad en particular (técnico deportivo, entrenadores/as, docentes) juegan un papel fundamental a la hora de satisfacer o frustrar estas necesidades.

Bajo la perspectiva de los antecedentes presentados y de acuerdo con estudios de Balaguer et al. (2008) y Kipp y Weiss (2013) la percepción de apoyo a la autonomía generada por el técnico deportivo, presenta el mayor poder de predicción en comparación con otros factores sociales (la familia y grupo de iguales), pudiendo llevar a la practicante a desarrollar una motivación más autodeterminada. En este sentido, el presente estudio tuvo como objetivo analizar la relación del estilo controlador del técnico deportivo, las necesidades psicológicas básicas y la motivación intrínseca en mujeres que realizan ejercicio físico de forma habitual. Se espera que el estilo controlador de forma negativa y la satisfacción de las necesidades psicológicas básicas de forma positiva puedan explicar la vivencia de la motivación intrínseca en las mujeres.

 

Método

Participantes

Se le consultó inicialmente a 346 personas, pero debido a la mala cumplimentación y a los valores perdidos, quedó compuesta finalmente por 325 mujeres practicantes de ejercicio físico, con edades comprendidas entre los 18 y 72 años (M = 32.4, DT = 11.40) pertenecientes a 11 centros deportivos en una gran provincia española. Para seleccionar la muestra se llevó a cabo una selección de centros atendiendo a un muestreo aleatorio por conglomerados.

Medidas

Estilo controlador. Se utilizó la escala Controlling Coach Behavior Scale (CCBS) de Bartholomew et al. (2010), validada al contexto español por Castillo, Tomás, Ntoumanis, Bartholomew, Duda y Balaguer (2014). Mide los comportamientos controladores (imposiciones sobre las tareas) del técnico deportivo. Dicha escala consta de 15 ítems agrupados en cuatro factores: controlar el uso de las recompensas (e.g., "Me motiva prometiéndome una recompensa si lo hago bien"), condición negativa (e.g., "Se enfada conmigo si no me ejercito bien"), uso de la intimidación (e.g., "Me grita delante de los demás en la realización de los ejercicios") y excesivo control personal (e.g., "Espera que el ejercicio físico sea el centro de mi vida"). La frase previa es "Referente a la relación con mi monitor/a." y las respuestas son recogidas en una escala tipo Likert de 1 (Totalmente en desacuerdo) a 7 (Totalmente de acuerdo). La consistencia interna fue de .88 para el control en el uso de la recompensa, .89 para la condición negativa, .92 para el uso de la intimidación y .92 para el excesivo control personal. Sin embargo, en el análisis de los datos se utilizó una única dimensión que engloba los cuatro factores descritos como "estilo controlador" con un alfa de Cronbach de .98.

Necesidades psicológicas básicas. Se empleó la Escala de Medición de las Necesidades Psicológicas en el Ejercicio (PNSE) de Wilson, Rogers, Rodgers y Wild (2006) validada al contexto español por Moreno-Murcia, Marzo, Martínez-Galindo y Conte (2011). Consta de 18 ítems englobados en tres factores: competencia (e.g., "Yo creo que puedo completar los ejercicios que son un reto personal"), autonomía, (e.g., "Siento que puedo hacer ejercicios a mi manera") y relación con los demás (e.g., "Creo que me llevo bien con los que me relaciono cuando hacemos ejercicios juntos"). La oración previa es "En mis prácticas." y las respuestas son recogidas en una escala tipo Likert que va de 1 (Falso) a 6 (Verdadero). La consistencia interna fue de .88 para la competencia, .88 para la autonomía, .85 para la relación con los demás. En el presente estudio, como también se ha realizado previamente (ver Bartholomew et al., 2010; Torregrosa, Belando y Moreno-Murcia, 2014) se contemplaron los tres mediadores en un único factor que fue denominado "mediadores psicológicos" y que presentó una consistencia interna de .86

Motivación intrínseca. Se utilizó el factor motivación intrínseca de la escala de Regulación de la Conducta en el Deporte (BRSQ) de Lonsdale, Hodge y Rose (2008), validado al contexto español por Moreno-Murcia et al. (2011) y compuesto por cuatro ítems (e.g. "Porque lo disfruto"). La sentencia previa fue "Participo en este deporte.". Las respuestas fueron recogidas en una escala tipo Likert que oscilaba de 1 (Nada verdadero) a 7 (Muy verdadero). El alfa de Cronbach obtenido fue .75.

Procedimiento

Se contactó con 11 centros deportivos españoles a los que se les solicitó su colaboración y se les informó del objetivo de la investigación. La administración del cuestionario se realizó en el hall de cada centro en presencia del investigador principal, quien informó de los objetivos del estudio y resolvió las dudas que pudieron surgir. Fue necesario un tiempo aproximado de 15 minutos para su cumplimentación y se aseguró a las participantes la privacidad de los datos.

Análisis de datos

Se calcularon los estadísticos descriptivos de todas las variables objeto de estudio (medias y desviaciones típicas) y las correlaciones bivariadas. Para conocer la consistencia interna de cada dimensión se utilizó el coeficiente de alfa de Cronbach. Asimismo, se comprobó el poder predictivo del estilo controlador y los mediadores psicológicos sobre la motivación intrínseca a través de un análisis de regresión lineal múltiple por pasos. En el primer paso se incluyó el estilo controlador y en el segundo paso los mediadores psicológicos junto al estilo controlador. El tratamiento de los datos se realizó con el paquete estadístico SPSS 21.0.

 

Resultados

Análisis descriptivo y de correlaciones bivariadas

El estilo controlador presentó una media de 2.25, los mediadores psicológicos de 4.27 y la motivación intrínseca de 6.03. Respecto al análisis de correlaciones el estilo controlador por parte del docente correlacionó negativamente con los mediadores psicológicos y con la motivación intrínseca. Los mediadores psicológicos correlacionaron positivamente con la motivación intrínseca (Tabla 1).

 

 

Modelo de regresión lineal

En el primer paso del análisis de regresión lineal el estilo controlador predijo negativamente la motivación intrínseca en un 8% de la varianza. En el segundo paso se introdujeron los mediadores psicológicos que predijeron positivamente la motivación intrínseca, junto con el estilo controlador que lo hizo de forma negativa, siendo la varianza explicada del 15% (Tabla 2).

 

 

Discusión

La motivación intrínseca es un excelente indicador del compromiso con la práctica físico-deportiva (Oman y McAuley, 1993; Gallegos y Extremera, 2014), siendo el estilo docente y los mediadores psicológicos algunas de las variables que la predicen. Con la intención de profundizar en estas relaciones, el objetivo de este estudio fue comprobar el poder de predicción del estilo controlador del docente y la satisfacción de los mediadores psicológicos sobre la motivación intrínseca experimentada en mujeres que realizan ejercicio físico. En analogía con la teoría de la motivación autodetermianda, la hipótesis inicial se confirma, ya que la motivación intrínseca fue predicha negativamente por el estilo controlador del docente y positivamente por la satisfacción de los mediadores psicológicos.

El estilo controlador presentó una relación negativa con los mediadores psicológicos y la motivación intrínseca de las mujeres practicantes. Diversos estudios (Moustaka et al., 2012; Bieg, Backes y Mittag, 2011) han comprobado que la percepción de un clima controlador está relacionado con una menor motivación intrínseca que la percepción de apoyo a la autonomía, lo que podría frustrar la satisfacción de los mediadores psicológicos. Bartholomew, Ntoumanis y Thogersen-Ntoumanis (2010) encontraron que los atletas sometidos a conductas intimidatorias, o relaciones condicionadas negativamente frustran la necesidad de relación y la propia competencia. Mientras, el estilo de apoyo a la autonomía del técnico deportivo presenta relaciones positivas con la satisfacción de las necesidades psicológicas básicas (Torregrosa, Belando y Moreno-Murcia, 2014).

Numerosas investigaciones realizadas en el ámbito del deporte han apoyado el efecto de mediación de la satisfacción de las necesidades en la relación entre la percepción de comportamientos de los entrenadores de apoyo a la autonomía y la motivación intrínseca de los atletas (por ejemplo, Amorose y Anderson-Butcher, 2007). Por su parte, López-Walle, Balaguer, Castillo y Tristán (2012) ya informaron que la autonomía percibida, la competencia percibida y la relación con los demás mediaron parcialmente la relación entre la percepción de apoyo a la autonomía ofrecida por el entrenador y el bienestar psicológico.

Por otro lado, mientras Torregrosa et al. (2001) reportaron que el estilo del docente ejercía más influencia en chicos que en chicas, dando más peso a la formación de entrenadores para el primer caso, y a la intervención grupal en el segundo, los resultados observados y la literatura revisada sugieren que los técnicos deportivos que presentan un estilo firme o rígido con respecto a la superioridad de metas de dominio, tratando de promover estos objetivos con un estilo controlador, pueden promover un estándar intrapersonal para la evaluación, pero esta norma estará asociada débilmente a adaptaciones positivas. Parece que las actitudes más favorables hacia el ejercicio físico se manifiestan entre aquellas mujeres que han experimentado un alto grado de satisfacción en sus clases. En esta misma línea, en relación al estilo no controlador del técnico, Castillo et al. (2014) observaron cambios significativos hacia comportamientos más autónomos en las deportistas, desde la evaluación inicial hasta la evaluación de seguimiento.

De los antecedentes revisados pues, se podría desprender que los docentes presentan en diferente graduación comportamientos tanto de control como de apoyo a la autonomía. Sin embargo, las evidencias indican que el estilo recomendable sería el que presenta altos niveles de apoyo a la autonomía y bajos de control, ya que reporta consecuencias positivas a nivel global (cognitivo, afectivo y social) en los practicantes. De manera puntual, el técnico deportivo podría proporcionar un feedback controlador como estrategia de disciplina, pero éste tendría que estar contextualizado y justificado para no generar sentimientos negativos en las practicantes. Por tanto, los programas de ejercicio físico en mujeres podrían promover tareas variadas donde se utilicen actividades ajustadas a la competencia motriz de las practicantes, se implique a la práctica por igual, se reconozca el esfuerzo de la practicante y se valore la iniciativa personal (Moreno-Murcia, Huéscar y Hellín, 2014; Moreno-Murcia y Martínez-Galindo, 2011).

Encontramos limitaciones en el estudio en cuanto a su metodología descriptiva que no permite establecer relaciones causales. Por tanto, resultaría interesante que futuras investigaciones de corte longitudinal y apoyadas en una metodología cualitativa, analizasen la importancia del contexto social en la motivación de las mujeres para una mejor conciliación de la vida personal, laboral y la práctica de ejercicio físico, así como la intención de práctica y satisfacción con la vida. El presente estudio podría tratarse como punto de partida para examinar la influencia del estilo controlador sobre las posibles consecuencias psicológicas, conductuales y sociales en mujeres.

En resumen, el propósito de la investigación fue describir la relación entre el estilo controlador del técnico deportivo, los mediadores psicológicos y la motivación intrínseca en mujeres que realizan ejercicio físico. Estas observaciones refuerzan la necesidad de entender exactamente cómo un estilo controlador del docente, podría estar implicado en la satisfacción de las necesidades psicológicas básicas y en la motivación de las mujeres. Pudiendo contribuir a identificar las estrategias que impactan negativamente en las experiencias psicológicas de las practicantes y que por tanto podrían alejarlas de la práctica deportiva. La mayoría de investigaciones analizadas, han mostrado que los practicantes cuya motivación es más autodeterminada tienden a reportar resultados positivos, tales como la persistencia, el esfuerzo, el rendimiento, la vitalidad, la autoestima, y bienestar psicológico (Vlachopoulos, 2012).

 

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Dirección para correspondencia:
Paulette J. Joseph Polyte
Universidad Miguel Hernández de Elche
Email: paulette_1ve@hotmail.com

Recibido: 30 de enero de 2015
Aceptado: 05 de abril de 2015

^rND^sAibar^nA.^rND^sJulián^nJ. A.^rND^sMurillo^nB.^rND^sGarcía-González^nL.^rND^sEstrada^nS.^rND^sBois^nJ.^rND^sAmorose^nA. J.^rND^sAnderson-Butcher^nD.^rND^sBaker^nJ.^rND^sCôté^nJ.^rND^sHawes^nR.^rND^sBalaguer^nI.^rND^sCastillo^nI.^rND^sDuda^nJ. L.^rND^sBartholomew^nK. J.^rND^sNtoumanis^nN.^rND^sThogersen-Ntoumani^nC.^rND^sBieg^nS.^rND^sBackes^nS.^rND^sMittag^nW.^rND^sCastillo^nI.^rND^sTomás^nI.^rND^sNtoumanis^nN.^rND^sBartholomew^nK. J.^rND^sDuda^nJ. L.^rND^sBalaguer^nI.^rND^sCollin^nJ. L.^rND^sRyan^nG.^rND^sSimon^nJ. R.^rND^sDeci^nE. L.^rND^sRyan^nR. M.^rND^sGallegos^nA. G.^rND^sExtremera^nA. B.^rND^sGonzález^nL.^rND^sCastillo^nI.^rND^sGarcía-Merita^nM.^rND^sBalaguer^nI.^rND^sKipp^nL.^rND^sWeiss^nM. R.^rND^sLangan^nE.^rND^sBlake^nC.^rND^sLonsdale^nC.^rND^sLonsdale^nC.^rND^sHodge^nK.^rND^sRose^nE. A.^rND^sLópez-Walle^nJ.^rND^sBalaguer^nI.^rND^sCastillo^nI.^rND^sTristan^nT.^rND^sMaskit^nD.^rND^sMoreno-Murcia^nJ. A.^rND^sMarzo^nJ. C.^rND^sMartínez-Galindo^nC.^rND^sConte^nL.^rND^sOman^nR.^rND^sMcauley^nE.^rND^sReeve^nJ.^rND^sVansteenkiste^nM.^rND^sAhmad^nI.^rND^sAssor^nA.^rND^sCheon^nS. H.^rND^sJang^nH.^rND^sWang^nC. K. J.^rND^sRutten^nC.^rND^sBoen^nF.^rND^sSeghers^nE.^rND^sThomas^nM. A. E.^rND^sMüller^nF. H.^rND^sTorregrosa^nD.^rND^sBelando^nN.^rND^sMoreno-Murcia^nJ. A.^rND^sVlachopoulos^nS.^rND^sWilson^nP. M.^rND^sRogers^nW.^rND^sRodgers^nW. M.^rND^sWild^nT.^rND^1A01^nAna^sRamírez-Lucas^rND^1A01^nMercedes^sFerrando^rND^1A01^nAna^sSainz^rND^1A01^nAna^sRamírez-Lucas^rND^1A01^nMercedes^sFerrando^rND^1A01^nAna^sSainz^rND^1A01^nAna^sRamírez-Lucas^rND^1A01^nMercedes^sFerrando^rND^1A01^nAna^sSainz

 

 

¿Influyen los Estilos Parentales y la Inteligencia Emocional de los Padres en el Desarrollo Emocional de sus Hijos Escolarizados en 2o Ciclo de Educación Infantil?

Do parental styles and parents' Emotional Intelligence influence their children's emotional development in kindergarten school?

 

 

Ana Ramírez-Lucas, Mercedes Ferrando y Ana Sainz

Universidad de Murcia

Dirección para correspondencia

 

 


RESUMEN

La inteligencia emocional se ha relacionado con varias facetas del éxito personal y social como son el bienestar psicológico, el rendimiento académico entre otras. Las emociones y su regulación se aprenden desde la infancia y están influenciadas por el contexto más próximo. El presente trabajo tienen por objetivo estudiar la relación entre los estilos parentales e Inteligencia emocional de los padres y la IE de sus hijos/as en edades tempranas. Han participado un total de 83 niños escolarizados en 2o ciclo de educación infantil; 52 padres y 62 madres. Se han utilizado como medida de la IE de los niños: (a) el Cuestionario de Bar-On y Parker (2002) para observadores que mide las habilidades interpersonales, intrapersonales, manejo del estrés, adaptabilidad y estado de ánimo; (b) Prueba de Percepción y Valoración de las emociones (PERCERVAL, Mestre, et al., 2011). Los adultos cumplimentaron un (a) cuestionario sobre su propia Inteligencia emocional adaptado de Bar-On (1997) y (b) un cuestionario sobre sus estilos parentales adaptado de Robinson, Mandleco, Olsen y Hart (1995) el cual mide la intensidad de dos estilos parentales: el democrático y el autoritario. Los resultados mostraron que el estilo parental se relaciona con la Inteligencia emocional de los padres. Los padres/madres con mayor inteligencia emocional tienden a mostrar un estilo democrático. A su vez, el estilo democrático de los padres/madres correlaciona en mayor medida con la IE de los niños. Se encontró además que dependiendo del estilo parental, los alumnos tienden a desarrollar más unas habilidades emocionales u otras, así, los niños con madres autoritarias tenían mayores habilidades interpersonales.

Palabras clave: Inteligencia emocional; PERCERVAL; estilos parentales.


ABSTRACT

Emotional intelligence has been related to several facets of personal and social success as are psychological well-being, academic performance among others. Emotions and its regulation are learned during childhood and that learning is affected by the closest context. The present study aims to study the relationship between parents' emotional intelligence and parental styles and their children emotional intelligence in early ages. A total of 83 students, 52 parents and 62 mothers took part in this research. As measure of children emotional intelligence two instruments were used: (a) the questionnaire of Emotional Quotient designed by Bar-On and Parker (2002) to be completed by an observer (parents). This questionnaire asses the following abilities: interpersonal, intrapersonal, stress management, adaptability and general mood; and (b) Test of Perception and Assessment of Emotions (PERCERVAL, Mestre et al., 2011). Adults took two questionnaires: (a) an adaptation of Bar-On (1997) questionnaire to assess their own emotional intelligence; and (b) an adaptation of the Robinson et al (1995) questionnaire about parenting styles. This questionnaire assesses both: democratic and authoritarian styles. The obtained results point out that parents' parental style is correlated with parents' emotional intelligence. Parents'/ mothers' with higher emotional intelligence tend to show a democratic parental style. In addition, a democratic style of parents'/mothers' is correlated with a higher emotional intelligence of their children. Differences in emotional abilities were found deepening on the parental style; thus, children with authoritarian mothers tend to develop higher intrapersonal abilities.

Key words: Emotional intelligence; PERCERVAL; parental styles.


 

Introducción

Durante los primeros años de vida resulta prácticamente imposible separar el desarrollo afectivo y el desarrollo social, pues ambos van de la mano y, en gran medida, son los responsables de la adecuada evolución en el resto de ámbitos del desarrollo infantil. Por lo que "una sólida base afectiva posibilita al niño abrirse al mundo físico y social con seguridad y confianza, actuando dicha base como facilitadora de una adecuada evolución cognitiva y psicosocial" (Ferrándiz, Fernández y Bermejo, 2011, p. 129).

En este sentido, la familia se presenta como la unidad básica de la sociedad (Fúlquez, 2011) y el primer núcleo social de convivencia para el ser humano. Es en el contexto familiar donde los niños aprenden de sus padres su base de conocimiento emocional, así como la competencia en la identificación y regulación emocional (Mayer y Salovey, 1997). Los padres, tienen un papel clave en el desarrollo de aptitudes sirviendo de modelo de sus hijos, pues las interacciones emocionales con el cuidador, además de fomentar el desarrollo emocional del niño, influyen en la maduración de las partes del cerebro encargadas de la conciencia y regulación emocional (Schoree, 1996).

En esta línea, son muchos los autores (Jiménez-Morales y López-Zafra, 2009; León-Rodríguez y Sierra, 2008) que coinciden en resaltar que la familia y la escuela son ámbitos imprescindibles en el desarrollo del ser humano debido a que existe una relación intensa entre el desarrollo de la comprensión de las consecuencias y la regulación emocional. Goleman (1996) apunta que la vida familiar es la cuna en la que el individuo comienza a sentirse él mismo y en donde se aprende la forma en la que los otros reaccionan ante los sentimientos. Es el espacio donde se aprende a pensar en sí mismo, en los propios sentimientos y en las posibles respuestas ante determinadas situaciones. En estas circunstancias es condición imprescindible que el niño posea figuras referenciales para avanzar óptimamente en su socialización. La familia es por tanto, "nuestra primera escuela para la alfabetización emocional y el contexto más importante donde se forjan las competencias emocionales" (Sánchez Nuñez, 2008, p.49).

En 1998, Eisenberg, Spinrad y Cumberland confeccionaron un modelo heurístico explicativo acerca de las vías por medio de las cuales los padres socializan emocionalmente a los hijos. Estas son: 1) las reacciones de los padres a las emociones de sus hijos, 2) la discusión de los padres sobre las emociones, 3) la expresión de las emociones de los padres y 4) la selección o modificación por los padres de situaciones propiciadoras de emociones (Sánchez Nuñez, 2008).

Si atendemos a este modelo, se desprende que la función emocional de una familia se define por experiencias favorecedoras de mecanismos introspectivos, según los cuales, el sujeto goza de circunstancias que le enseñan progresivamente a afrontar y contener ansiedades, identificar sentimientos y problemas, con la finalidad de gestionar la reparación y simbolización (Fúlquez, 2011, p.88). Estos mecanismos se pueden agrupar en dos tipos de vías en función del modo en que son transmitidas, encontrando así vías de acceso directo (transmisión consciente y explicita de las habilidades emocionales) e indirecto (transmisión inconsciente e implícita) (Zeidner et al., 2003).

El empleo de una u otra vía va a venir determinado por el estilo educativo predominante en la familia, entendiendo los "estilos educativos parentales" como: esquemas prácticos que reducen las múltiples y minuciosas prácticas educativas paternas a unas pocas dimensiones, que, cruzadas entre sí en diferentes combinaciones, dan lugar a diversos tipos habituales de educación familiar (Torío, Peña y Rodrígez, 2008).

Según diversos autores (Feldman, 2007; Ochaita, 1995; Solé y Gallart, 1998) los modelos o estilos educativos se configuran a partir de cuatro aspectos distintos en las conductas de los progenitores: afecto en la relación, el grado de control, el grado de madurez y la comunicación entre padres-hijos. Estas dimensiones y su combinación procuran unas experiencias educativas diversas que los niños viven en su familia y que naturalmente influirán en su desarrollo. Son en estas relaciones familiares donde el niño aprende y pone en juego unas determinadas habilidades, como por ejemplo, el entusiasmo, el autocontrol, el reconocimiento de los propios sentimientos y el de los demás, entre otros.

Baumrind (1978), identificó tres estilos educativos parentales, mediante los cuales los padres controlan la conducta de sus hijos: a) estilo autoritario; b) permisivo; y c) un estilo que bautizó como autoritativo, siendo este último el que tendría mejores resultados. Así, los niños de padres autoritativos, comparados con los de padres autoritarios o permisivos, eran más maduros y competentes.

Partiendo de estos estudios, otros autores han venido ofreciendo otras clasificaciones (e.g., Alberdi, 1995; Hoffman, 1970; López. 1998; MacCoby y Martín, 1983; Ochaita, 1995; Torres, Alvira, Blanco y Sandi, 1994). Todas coinciden en afirmar que cada uno de los patrones educativos paternos produce diferencias en la conducta de los hijos. En consecuencia, el estilo educativo de los padres causará efectos distintos en función de las estrategias seleccionadas y también dependerán de la forma de los factores que pertenecen a lo que se conoce como inteligencia emocional.

Muchos estudios han investigado los efectos del estilo de crianza en el desarrollo emocional y el comportamiento de los hijos. El estilo parental predice la competencia socioemocioal de los hijos, y particularmente el estilo parental paterno se relaciona con las funciones psicosociales del hijo y con los sentimientos de soledad y depresión (McDowell, Parker & Wang, 2003). Los estilos parentales autoritarios se han asociado a desordenes obsesivo-compulsivos (Timpano, Keough, Mahaffey, Schmidt y Abramowitz, 2010). Se ha tratado de asociar un estilo autoritativo (democrático) a una menor depresión en adolescentes (Liem, Cavell y Lustig, 2010). Por otro lado, estudios hechos con adolescentes disruptivos muestran que el estilo autoritario es el menos efectivo para mantener a estos chicos alejados de problemas (Pezzella, 2010). El estilo maternal permisivo se ha asociado al comportamiento antisocial de forma directa e indirecta, por su efecto en el desarrollo de la empatía de los hijos (Schaffer, Clark y Jeglic, 2009). El estilo parental cálido se ha asociado fuertemente con la inteligencia emocional de los adolescentes y en el caso de los chicos, el estilo parental paterno predice la autoestima de los hijos (Zukauskiené, Malinauskiené y Erentaité, 2011).

Estudios de revisión teórica, como el de Páez Campos, Zubieta y Casullo, (2009) y el de Cuervo (2010) o el de Alegre (2011). vinculan empíricamente una asociación positiva entre la inteligencia emocional (tanto la IE percibida como de rendimiento) y el apego seguro caracterizado por la presencia estable de cuidadores, vínculos parentales cálidos, cohesión y flexibilidad. Estos autores añaden que el apego seguro y la alta inteligencia emocional se asocian a maneras de afrontamiento más adaptativas y a una mejor salud mental, por lo que se puede deducir que el sentirse estimado, respetado y aceptado favorece la ejecución de conductas adaptativas y en resultado el número de actos antisociales se verían disminuidos. Por el contrario, un apego inseguro se correspondería a malas relaciones infantiles y a poca calidez en clima familiar, pues adultos evasivos le otorgan menos atención a la afectividad y a los hechos emocionales.

Por tanto, parecería fácil afirmar que padres emocionalmente inteligentes, cercanos y democráticos en sus prácticas pueden efectivamente transmitir sus habilidades emocionales a sus hijos (Alegre, 2012). Sin embargo, los estudios en edades tempranas son escasos y las medidas de evaluación utilizadas muy dispares, por lo que no contamos con suficiente información para dar una afirmación definitiva sobre el estado de la cuestión, sería necesaria una mayor investigación al respecto.

El objetivo general de la investigación es profundizar en la incidencia que las características parentales tienen sobre la Inteligencia Emocional de los hijos en edades tempranas. Para acometer el objetivo general se plantean los siguientes objetivos específicos:

1. Identificar la relación de la IE de los padres con su estilo parental

2. Estudiar la relación del estilo parental y la IE de los padres y madres con la IE de los hijos.

2. a. Diferencia de medias en IE de los niños dependiendo del estilo parental paterno

2. b. Diferencia de medias en IE de los niños dependiendo del estilo parental materno

2. c. Relación de la IE de padres y madres con la IE de los hijos

3. Conocer los factores parentales (IE de los padres, estilo parental, edad, tiempo que pasan con sus hijos y la calidad de ese tiempo compartido) que pueden predecir la IE de los niños

 

Método

Para abordar nuestros objetivos de investigación se ha optado por elegir un diseño expo-facto, que trata de explicar la relación entre variables existentes, es una investigación basada sólo en la observación, Y puesto que el propósito principal es saber cómo se puede comportar un concepto o variable (la IE de los niños) conociendo el comportamiento de otra u otras variables relacionadas (estilos parentales e IE de los padres), sería un estudio correlacional.

Asimismo, la investigación será de corte cuantitativo y en ella se emplearán cuestionarios en la recogida de información, así como pruebas de habilidad en la percepción emocional de los niños.

Participantes y contexto

En el estudio participaron un total de 83 niños (39 niños y 44 niñas) escolarizados en cuatro centros distintos del noroeste de la Región de Murcia. Todos atendían a 2o ciclo de Educación Infantil, concretamente al tercer nivel, de 5 años (M = 4.95 años, DT = 21). De estos centros tres son de carácter público (n = 39 alumnos) y uno es concertado (n = 45 alumnos).

Además, se solicitó la participación de padres y madres en este estudio. De los 120 permisos repartidos, 83 padres y 83 madres accedieron a participar en la investigación. Sin embargo, de ellos un total de 52 padres y 62 madres entregaron finalmente los cuestionarios cumplimentados, constituyendo así la muestra adulta de participantes.

La edad de las madres oscilaba entre 24 y 56 años (M = 36.70 años, DT = 6.07), mientras que la edad de los padres oscilaba entre 28 y 68 años (M = 39.7 años, DT = 7.39). La mayoría de los participantes informaron estar casados (84.61% hombre, 80% mujeres) y tener una formación básica (25 padres y 19 madres), siendo escasos los padres que ostentan un título universitario (12 madres con diplomatura o licenciatura y 7 padres con diplomatura o licenciatura).

En cuanto al nivel socioeconómico, los padres reportan en la mayoría de los casos una economía suficiente, 26,95 % de los 49 participantes (tanto padres como madres) declaran tener una economía suficiente, seguido por un 17,5 % de economía limitada y un 3,92% opinaron que su economía era más que suficiente.

La selección de los participantes se realizó mediante un muestreo de carácter incidental, utilizando como muestra a los alumnos de centros a los que se tiene fácil acceso.

Variables del estudio

En cuanto a las variables de los participantes adultos, es decir de los padres y madres se recogen las variables de edad y sexo, sus estilos parentales y su inteligencia emocional. Todas estas variables tienen un carácter independiente en nuestra investigación, pues pretendemos ver el efecto de estas sobre la IE de los hijos.

En cuanto a las variables de los participantes infantiles (los niños), se han considerado las siguientes: edad, sexo y su inteligencia emocional. Las variables de sexo y edad serán independientes, mientras que la IE de los niños es la variable dependiente de este estudio. Para el estudio se realizó un análisis previo de sentencias para identificar los criterios de asignación de guarda y custodia que utilizaban los jueces en base a la estructura legal. A partir de ello, se utilizó un protocolo confeccionado por los autores, orientado a la exploración de los criterios de asignación de guarda y custodia. La variable independiente fue la introducción de la Ley 25/2010, de 29 de Julio, del libro 2o del Código Civil de Cataluña. Las variables dependientes fueron las sentencias judiciales emitidas entre enero de 2007 y junio de 2010 y entre julio de 2010 y diciembre de 2013.

Instrumentos

Para la recogida de datos se han utilizado tres cuestionarios para los padres y una prueba de habilidad para los niños. Más específicamente, los instrumentos que se emplean para la recogida de información son:

Para recoger información sobre los padres

Cuestionario de características socio-demográficas:

Se trata de un cuestionario, diseñado para conocer aspectos del contexto familiar de los alumnos participantes (número de hermanos, horas que comparten padres e hijos, calidad de estas relaciones, etc.) y características de los padres (edad, ocupación, formación). De la información recogida, sólo una parte se utiliza en este estudio.

Cuestionario sobre IE para adultos (padres)

En este estudio se han utilizado 34 ítems extraídos del cuestionario original diseñado por Bar-On (1997). Dichos ítems fueron escogidos del manual del cuestionario original por tener las mayores cargas factoriales. Con el objetivo de estudiar las propiedades psicométricas del cuestionario se llevó a cabo un análisis de los ítems, el estudio de su estructura factorial, y de la fiabilidad de las dimensiones encontradas. No se hallaron las dimensiones propuestas por Bar-On, los ítems del cuestionario se agruparon en cuatro escalas, más la escala de estado de ánimo. Debido a la baja fiabilidad de las subescalas encontradas y al hecho de que algunas eran contradictorias entre sí, se decidió hallar un único factor de Inteligencia Emocional, cuya puntuación se computó utilizando el método de regresión, la fiabilidad encontrada para esta escala fue de α = .687 para los 34 elementos que la componen.

Cuestionario de estilos parentales

En esta investigación se ha utilizado el cuestionario publicado por Comprehensive Psychological Assessment Centre (2009), el cual es una adaptación del cuestionario elaborado por Robinson, Mandleco, Olsen y Hart (1995). Este cuestionario está compuesto por 30 ítems y evalúan los siguientes estilos parentales: democrático (13 ítems), autoritario (13 ítems) y permisivo (4 ítems). Al estudiar las propiedades psicométricas del cuestionario en nuestra muestra (n = 114) se encontraron dos factores: 1) el estilo democrático ("con autoridad") cuya fiabilidad fue de α = .796 y 2) el estilo autoritario, cuya fiabilidad fue de α = .820. Quedando los ítems del estilo permisivo repartidos en los dos factores anteriores.

Se ha tomado como medida de la inteligencia emocional de los niños la información del EQ-360o ofrecida por los padres y madres de los alumnos participantes (hallándose una puntuación combinada de ambos observadores)

Para la recogida de información sobre los alumnos:

Prueba dehabilidad PERCERVAL (Mestre, et al. 2011)

El PERCERVAL es la versión mejorada del PERVALEX (PERcepción, VALoración y EXpresión de emociones, Mestre, Guil, Martínez-Cabañas, Larrán y González, 2011). PERCERVAL es una prueba de 16 ítems elaborada con el fin de valorar la competencia socio-emocional de niños entre 3 y 6 años, concretamente la capacidad de percepción de las expresiones emocionales básicas (alegría, miedo, tristeza, enfado, asco y sorpresa), así como de la valoración de las mismas.

En esta prueba se les muestra a los niños diferentes expresiones emocionales en una presentación de power-point y han de indicar cuál de ellas corresponde con la emoción básica indicada. Hay dos tipos de presentaciones. La primera de ellas muestra una cuestión sobre qué expresión debería poner el personaje Alex ante determinadas situaciones de la vida cotidiana. Y el segundo tipo de diapositivas trata de evaluar situaciones más ambiguas para el nino, donde debe discriminar entre dos personajes (hermanas gemelas: Cris y Tina) cuál de los dos (o ninguna) es más probable que sienta una emoción específica. Es por tanto, una situación que requiere la percepción y después la valoración y esfuerzo del niño o niña para discernir cuál de las dos expresiones se ajusta más a la emoción planteada.

Dado que esta versión renovada no ha sido previamente utilizada, se ha optado por estudiar sus propiedades psicométricas. Cabe señalar que la prueba se compuso de dos factores: un primer componente formado por los ítems más sencillos, y un segundo componente formado por los ítems más complejos de la prueba. Ambos obtuvieron una adecuada fiabilidad (α =.796 y α =.82, respectivamente). Además, se ha obtenido una puntuación total del PERCERVAL, la cual se extrajo a través de un análisis factorial de análisis principales de segundo orden, y cuya puntuación se calculó por regresión.

Inventario de Inteligencia Emocional de EQ-i:YV-360o (Bar-On y Parker, 2000)

Se trata de un cuestionario para valorar la inteligencia emocional de los alumnos desde el punto de vista de un observador, en este caso los padres. Consta de 38 ítems que valoran las siguientes dimensiones: (1) Intrapersonal; (2) Interpersonal; (3) Manejo del Estrés; (4) Adaptabilidad; (5) Estado de ánimo general. Además, los inventarios ofrecen una valoración sobre la inteligencia emocional total.

Se han hallado adecuadas propiedades psicométricas en términos del estudio de ítems, estructura factorial y fiabilidad de las dimensiones. Aparte de estos factores se ha calculado un factor general de segundo orden, al que hemos llamado "IE total de los hijos", las puntuaciones de este factor fueron computadas utilizando el método de regresión.

Procedimiento

La aplicación de los diferentes instrumentos se realizó de forma individual, en el caso de los padres, a quien se le hacía llegar los cuestionarios por medio de la tutora de los niños, respondían de forma autónoma en casa. En el caso de los niños de Educación Infantil, estos se ausentaban del aula durante un tiempo aproximado de 10 minutos por niño. Antes de que los alumnos comenzaran a realizar los test debíamos de cerciorarnos de que el niño/a había entendido cada una de las instrucciones. Tras las explicaciones, se aplicó el test PERCERVAL (Mestre, et al., 2011), que al ser un instrumento de rendimiento, y no de autopercepción, requería una sesión de evaluación administrada por personal cualificado.

Para analizar los datos se ha utilizado el programa estadístico SPSS (Stadistical Package Social Science, versión 20, IBM, 2011), llevando a cabo análisis de carácter descriptivo, correlacional y en ocasiones inferencial, incluyendo técnicas de tipo predictivo/explicativo a partir de la información obtenida.

En cuanto al agrupamiento de padres y madres según su estilo parental, se restó a la puntuación del estilo democrático la del estilo autoritario (= democrático - autoritario). Los que obtuvieron puntuaciones mayores que 1 se consideran de tendencia democrática, mientras que los que obtuvieron valores inferiores a -1 se consideran de tendencia autoritaria. El resto, aquellos entre el valor -1 y +1, se consideran de estilo indefinido o neutro.

En cuanto al tratamiento de los datos perdidos, cabe destacar que estos se refieren principalmente a la población adulta, ya que no todos los padres y madres cumplimentaron los cuestionarios. Se decidió que se tomarían como participantes únicamente los 83 padres y 83 madres que accedieron a participar en la investigación.

 

Resultados

A continuación exponemos los resultados, atendiendo a los objetivos planteados:

1. Correlación entre estilos parentales e IE de los niños

La Tabla 1, muestra las correlaciones entre las variables de los estilos parentales materno y paterno y la inteligencia emocional de los niños. Se aprecia que la dimensión de la IE de los niños que más se correlaciona con los estilos parentales es el manejo del estrés, la cual se correlaciona de forma negativa con los estilos autoritarios (r = -.46, p = .003, r = -.373, p = .018) de madre y padre respectivamente; y de forma positiva con el estilo democrático del padre (r = .409, p = .009). La otra dimensión de la IE de los niños que guarda especial relación con los estilos educativos es el estado de ánimo, el cual se relaciona de forma positiva con los estilos democráticos (r = .326, p = .043, r =.365, p =.022 para el estilo materno y paterno respectivamente). Además cabe senalar que el estilo democrático de la madre se correlaciona también con la habilidad intrapersonal de los niños (r = .441, p =.004) y con una percepción emocional incipiente del reconocimiento de emociones básicas (r = .326, p = .038).

 

 

2. a. Diferencia de medias en IE de los niños dependiendo del estilo parental paterno

Con el propósito de saber si los estilos parentales marcan una diferencia entre la IE de los niños, vamos a dividir la muestra según el estilo parental de los padres. Se han dividido a los padres entre aquellos tendentes al estilo democrático (n = 9) aquellos tendentes al estilo autoritario (n = 10) y aquellos sin tendencia significativa. Para ello se resto la nota democrática menos la autoritaria, así, los que salieron con valores mayores que 1 se consideraron de tendencia democrática, mientras que los que salieron con valores menores que -1 se consideraron de tendencia autoritaria. El resto se consideran neutros.

A continuación, hemos calculado las puntuaciones medias en inteligencia emocional de los hijos de los tres tipos de padres (Tabla 2). Las puntuaciones de los tres grupos son bastante similares, salvo para las dimensiones de intrapersonal, interpersonal, estado de ánimo y manejo del estrés. Destacando en todas ellas, salvo en interpersonal, los niños de padres democráticos.

 

 

El anoVA indicó diferencias estadísticamente significativas en las dimensiones de manejo del estrés [F(2, 37) = 11.246, p < .001] y estado de ánimo [F(2, 36) = 4.184, p = .023]. Los análisis post-hoc indicaron que esas diferencias se encontraban entre los tres grupos para la dimensión manejo del estrés, y sólo entre el grupo democrático vs. autoritario en la dimensión estado de ánimo.

2. b. Diferencia de medias en IE de los niños dependiendo del estilo parental materno

La Tabla 3 muestra los estadísticos descriptivos de las puntuaciones de los alumnos con madres democráticas, autoritarias y de estilo parental indefinido.

 

 

Se aprecia que los hijos de madres autoritarias presentan puntuaciones de IE por debajo de sus compañeros en las dimensiones interpersonal, estado de ánimo y manejo del estrés, así como en la habilidad de percepción y valoración de emociones indicada en el total de la prueba PERCERVAL. Estos mismos alumnos son quienes más puntúan en las dimensiones referidas las habilidades interpersonales y adaptabilidad.

Por su parte, los hijos de madres democráticas puntúan más alto en intrapersonal, estado de ánimo y manejo del estrés, así como en el total de la prueba PERCERVAL, mientras que son quienes más bajo puntúan en adaptabilidad.

Los niños de madres con estilo parental indefinido presentan puntuaciones equilibradas con respecto a sus compañeros, salvo en interpersonal, y las preguntas complejas de la prueba PERCERVAL donde presentan las puntuaciones más bajas.

Para comprobar si estas diferencias eran estadísticamente significativas se condujo un anoVA, el cuál reveló diferencias significativas únicamente en las variables de habilidades interpersonales [F(2,37) = 3.909, p = .029] y en manejo del estrés [F(2,37) = 4.554, p = .017]; en ambos casos, a favor de los niños con madres de estilo democrático en relación con los niños de madres con estilo autoritario.

2. c. Relación de la IE de padres y madres con la IE de los hijos

Según muestra la Tabla 4, la IE de padres y madres correlaciona de forma significativa con la IE de los hijos cuando ésta es medida a través del EQ-i:YV-360o, pero no cuando se mide a través de la prueba de habilidad PERCEVAL.

 

 

Las correlaciones más elevadas aparecen entre la IE de los padres y el estado de ánimo de los hijos (r = .505, p = .001 y r = .490, p = .001 con la IE de padres y madres respectivamente). La correlación entre la IE de los padres y madres con la IE total de los hijos también es de magnitud moderada y estadísticamente significativa (r = .398, p = .010 y r = .428, p = .005). Además, la IE de los padres correlaciona significativamente con la habilidad intrapersonal de los niños (r = .327, p = .037 y r = .383, p = .012).

Como se ha comentado anteriormente, cuando se mide la IE de los niños a través de una prueba de rendimiento las correlaciones entre la IE de padres e hijos no son estadísticamente significativas.

3. Predicción de la IE de los hijos según los factores parentales

Se quiso comprobar si los estilos parentales y la IE de los padres predecían de alguna manera la IE de los niños. Para ello se han llevado a cabo análisis de regresión lineal con el método de pasos sucesivos.

En el primer análisis se introdujo como variable dependiente la puntuación total en Percepción emocional (medida con el PERCERVAL), y como variables independientes los estilos parentales materno y paterno y la inteligencia emocional de los padres y madres, así como otras características de padres y madres: edad, tiempo que pasan con sus hijos, y la calidad de dicho tiempo

El programa arrojó un modelo significativo en el que sólo entro la variable "edad del padre" como predictora de la habilidad para percibir emociones de los hijos (R2 corregida = .475, F(1,19) = 19.078, p < .001). Según este modelo la edad de los padres por sí sola explicaría un 47% de la varianza de la habilidad para percibir emociones de los hijos. La Tabla 5 ofrece información sobre las variables introducidas en el modelo.

 

 

Se ha llevado a cabo el mismo tipo de análisis para predecir la IE total de los hijos valorada por los padres (EQ-i:YV), obteniendo dos modelos estadísticamente significativos.

En el primer modelo entró como variable predictora de la IE de los hijos la IE de las madres (R2 corregida = .552, F(1,19) = 25.639, p < .001), explicando esta un 55% de la varianza de la IE de los niños.

El segundo modelo, incluía además el estilo autoritario de los padres, e incrementaba en 10% la varianza explicada (R2 corregida = .653, F(2,18) = 19,803, p < .001). La Tabla 6 ofrece información adicional sobre las variables predictoras incluidas en el segundo modelo.

 

 

Discusión

Los resultados de este estudio apuntan a que las variables de la IE de los niños más afectadas por los estilos parentales son el manejo del estrés y el estado de ánimo, obteniendo mejores niveles cuando los padres y madres tienden al estilo democrático.

Estos resultados, están de acuerdo con las conclusiones a las que llega Páez et al. (2006) quienes indican que un cuidador sensible a las señales del infante y que responde a ellas, características del padre democrático, inducirá una alta IE en los niños, es decir, una buena capacidad de regulación emocional, basada en la minimización del estrés, aceptación, etc. Esto coincide con el estudio de Baumrind (1978), quien estudió la conducta en niños de entre ocho y nuevos años y observó que los niños de familias democráticas tenían elevadas competencias sociales y de afrontamiento, en comparación con los otros estilos parentales.

Más concretamente, en nuestra investigación, el estilo democrático de la madre se correlaciona con la habilidad intrapersonal de los niños. Pensamos que esto se debe a que las madres caracterizados por un estilo democrático suelen dar dos o más opciones de elección a los niños. Para estos niños, que tienen la oportunidad de elegir y por tanto, la oportunidad de acertar o equivocarse en su elección, podría ser más importante el conocerse a uno mismo para saber qué quieren en realidad y qué puede satisfacerlos entre dos opciones dadas.

El estilo democrático de la madre también correlacionó con una percepción emocional incipiente del reconocimiento de emociones básicas, quizás dicha relación se deba a que estos son niños que tienden a hablar con sus madres sobre su estado de ánimo, compartiendo emociones y dialogando acerca de las mismas. Este resultado recuerda a los resultados de Schaffer, Clark, y Jeglic, (2009), quienes evidenciaron que el estilo maternal influencia el desarrollo de la empatía en los hijos. La investigación previa apunta a que principalmente en el reconocimiento de expresiones faciales, observaron que la calidez y el sustento emocional parental, incluyendo las practicas de crianza más específicamente emocionales (como compartir emociones, hablar sobre ellas, su intensidad y frecuencia de aparición en las interacciones sociales), se relacionan positivamente con el conocimiento emocional de los niños (Bennett, Bendersky y Lewis, 2005).

En cuanto a los datos que indican una mejor habilidad interpersonal en hijos de madres autoritarias debemos decir que no encuentra suficiente consistencia ni apoyo en la literatura revisada, sin embargo, si se reduce el estilo autoritario a altos niveles de control parental encontramos que Mayer, Caruso y Salovey (1999) hablan de la necesidad de un alto control familiar en los hijos varones para un buen desarrollo de la empatía. Liau et al., (2003) también vincula el control parental a la inteligencia emocional. Sin embargo, otras investigaciones sugieren que el estilo parental democrático no está siempre asociado con los resultados más óptimos en niños y adolescentes (Kim y Rohner, 2002). De acuerdo con esta idea, estilos parentales similares tienen diferentes repercusiones en el ajuste de los niños dependiendo del entorno cultural en el que tiene lugar la socialización.

También se señala la existente relación entre la IE de los padres y la de los hijos, se muestra cómo la propia capacidad emocional de los padres influirá en el desarrollo emocional de sus hijos. Estos resultados coinciden con estudios como los de Palomera (2009) quien defiende que para adquirir habilidades emocionales es necesario contar con modelos emocionalmente habilidosos, es decir, con alta IE.

Además, se observa que la IE padres-hijos correlaciona mejor cuando la IE se mide en ambos casos con cuestionarios. Probablemente si hubiéramos medido la IE de de los padres con pruebas de habilidad, puede que ésta correlacionara de forma significativa con las puntuaciones obtenidas por los alumnos en la prueba de habilidad emocional (la medida PERCERVAL).

Sánchez Nuñez (2008) obtuvo resultados similares en su investigación, donde existe una clara relación entre la IE autoinformada de los padres (padre-madre) y la de sus hijos/as, medida a través del MEIS. En concreto, a mayor percepción de Claridad emocional por parte de los padres (padre-madre), mayor percepción de Claridad en sus hijos/as.

Guastello y Guastello (2003) estudiaron la relación entre la IE de padres/ madres e hijos/as a través de una escala de autoinforme, donde únicamente la IEA de la madre correlacionaba de forma significativa con la IEA de sus hijos/as, coincidiendo así con uno de los predictores de la IE de los niños que hemos encontrado en este estudio: la IE de la madre. En cambio, las otras características predictoras resultantes (edad y autoridad del padre) no se sostienen con investigaciones anteriores. Ambos resultados podrían ser atribuidos principalmente a factores socioculturales, de los cuáles sería interesante se ocuparan estudios posteriores.

En definitiva, nuestros resultados nos llevaría a asumir que padres emocionalmente inteligentes se relacionan de forma positiva con un estilo de crianza democrático, y éste a su vez con mayor regulación y percepción emocional, así como, mejor estado de ánimo y manejo de estrés en niños, tal como sugerían las revisiones de la literatura (Alegre, 2011; Cuervo, 2010; Páez et al., 2006). Se puede concluir que padres inteligentes emocionalmente tienden a tener hijos con altos niveles de Inteligencia emocional.

Consideramos, pues, que este trabajo aporta evidencia empírica importante en el estudio de la relación entre los estilos educativos familiares y la autoestima del niño pequeño, y contribuye además a valorar la necesidad de estudiar los primeros entornos sociales como fuentes predictoras de la incipiente configuración del autoconcepto y del nivel de autoestima del niño pequeño. Evidenciándose la importancia del contexto familiar en el desarrollo de la regulación emocional de los niños (Morris, Silk, Stenberg, Myers y Robinson, 2007).

Pese a todo, hemos de ser precavidos a la hora de generalizar estos resultados y señalar ciertas limitaciones, ya que, la muestra de participantes ha sido pequeña y poco heterogénea. Además, se ha dejando a un lado la investigación de corte cualitativo, que hubiera podido aportar riqueza descriptiva, a lo que se suma la falta de literatura científica sobre el tema, lo que se puede explicar por varias razones: por una lado, la complejidad metodológica que conlleva la realización de estudios longitudinales y multivariados; por otro lado, por la dificultad que entraña la evaluación infantil en sí misma, unido a la falta de instrumentos de medición fiables de los procesos emocionales y en concreto de la IE infantil, donde las pruebas estandarizadas son muy escasas y la mayor parte no buscan un acceso directo al niño, sino que recogen información a través de terceros.

Nuestras principales propuestas de investigación futura se centrarían en dar continuidad al estudio, ampliando la muestra, proponiendo otras pruebas más fiables y planteando la conveniencia de seguir realizando estudios comparativos padres-hijos, y comprobar si se dan procesos bidireccionales en los efectos sobre ambos.

En cuanto a las implicaciones prácticas socioeducativas, consideramos necesaria la implementación de programas de educación emocional para padres, y así posibilitar una intervención más eficaz en el marco familiar con efectos positivos en el desarrollo personal de sus hijos (Nastasa y Sala, 2012) Esperamos que, a través de escuelas de padres o programas de educación emocional, se faciliten la adecuación entre las primeras figuras de crianza y los niños pequeños, se desarrollen conductas positivas, relaciones sociales satisfactorias, pudiendo ser útil para el éxito emocional de los hijos.. En el caso de los niños sería interesante integrar la Educación Emocional en el currículum de Educación Infantil, tal y como defienden Guil, Mestre, González y Foncubierta (2011). En este sentido, son varios los autores que coinciden en afirmar que la inteligencia emocional y la educación emocional, deben ser difundidas a través de la educación, con el objetivo de desarrollar competencias básicas para la vida que permitan alcanzar un mejor bienestar (Bisquerra, 2011).

 

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Dirección para correspondencia:
Ana Ramírez-Lucas
Universidad de Murcia
Email: ana.ramirez.lucas@gmail.com

Recibido: 24 de marzo de 2015
Aceptado: 12 de mayo de 2015

^rND^sAlegre^nA.^rND^sBaumrind^nD.^rND^sBennett^nD. S.^rND^sBendersky^nM.^rND^sLewis^nM.^rND^sCuervo^nA.^rND^sEisenberg^nN.^rND^sCumberland^nA.^rND^sSpinrad^nT. L.^rND^sFerrándiz^nC.^rND^sFernández^nC.^rND^sBermejo^nR.^rND^sGuastello^nD. D.^rND^sGuastello^nS. J.^rND^sGuil^nR.^rND^sMestre^nJ. M.^rND^sGonzález^nG.^rND^sFoncubierta^nS.^rND^sHoffman^nM. L.^rND^sJiménez-Morales^nM^rND^sLópez-Zafra^nE.^rND^sKim^nK.^rND^sRohner^nR. P.^rND^sLeón-Rodríguez^nD.^rND^sSierra^nH.^rND^sLiau^nA. K.^rND^sLiau^nA. W. L.^rND^sTeoh^nG. B. S.^rND^sLiau^nM. T. L.^rND^sLiem^nJ. H.^rND^sCavell^nE. C.^rND^sLustig^nK.^rND^sLópez^nE.^rND^sMaccoby^nE. E.^rND^sMartin^nJ. A.^rND^sMayer^nJ. D.^rND^sCaruso^nD.^rND^sSalovey^nP.^rND^sMayer^nJ. D.^rND^sSalovey^nP.^rND^sMcDowell^nD.^rND^sParker^nR.^rND^sWang^nS.^rND^sMestre^nJ. M.^rND^sGuil^nR.^rND^sMartínez-Cabañas^nF.^rND^sLarrán^nC.^rND^sGonzález^nG.^rND^sMorris^nA.^rND^sSilk^nJ.^rND^sStenberg^nL.^rND^sMyers^nS.^rND^sRobinson^nL.^rND^sNastasa^nL. E.^rND^sSala^nK.^rND^sOchaita^nE.^rND^sPáez^nD.^rND^sFernández^nI.^rND^sCampos^nM.^rND^sZubieta^nE.^rND^sCasullo^nM.^rND^sPalomera^nR.^rND^sRobinson^nC.^rND^sMandleco^nB.^rND^sOlsen^nS. F.^rND^sHart^nC. H.^rND^sSchaffer^nM.^rND^sClark^nS.^rND^sJeglic^nE. L.^rND^sSchore^nA. N.^rND^sSolé^nI.^rND^sGallart^nI.^rND^sTimpano^nK. R.^rND^sKeough^nM. E.^rND^sMahaffey^nB.^rND^sSchmidt^nN. B.^rND^sAbramowitz^nJ.^rND^sTorío^nS.^rND^sPeña^nJ. V.^rND^sRodrígez^nM. C.^rND^sZeidner^nM.^rND^sMatthews^nG.^rND^sRoberts^nR. D.^rND^sMacCann^nC.^rND^sZukauskiené^nR.^rND^sMalinauskiené^nO.^rND^sErentaité^nR.^rND^1A01^nMilagros^sFernández Molina^rND^1A01^nElena^sAlarcón^rND^1A01^nMilagros^sFernández Molina^rND^1A01^nElena^sAlarcón^rND^1A01^nMilagros^sFernández Molina^rND^1A01^nElena^sAlarcón

 

 

Adoption and LGTB families. The attitudes of professionals in a Spanish sample

Adopción y LGTB familias. Actitudes de los profesionales en una muestra española

 

 

Milagros Fernández Molina and Elena Alarcón

Universidad de Málaga

This study was conducted under project grant from the Ministerio de Educación y Ciencia (PB96-0700) and with the collaboration of the Servicio de Protección al Menor de la Delegación Provincial de Málaga de la Consejería de Igualdad y Bienestar Social de la Junta de Andalucía (Andalucía, Spain).

Correspondence

 

 


ABSTRACT

The subject of adoption and lesbian or gay applicants has frequently been debated in Spain since the 2005 legislative changes. However, there are few published documents that have addressed the opinions of the professionals responsible for supervision of the adoption process. The general aim of this research was to identify the attitudes of the professionals and case leaders, who work or will work within the adoption process, in relation to same sex parents. With this aim, we used the instruments constructed by Frias et al. (2003) and Brodzinsky (2003), and a questionnaire with 42 questions, which was answered by 38 professionals who agreed to participate. More than 80% considered that the process would have a positive outcome, taking into account the fact that gay and lesbian applicants have to meet the same requirements as any other applicants. However, some professionals feel it necessary to evaluate the applicant's degree of acceptance and satisfaction with their sexual orientation; they also recognize their own need for further specialized training.

Key words: attitudes: adoption; gay and lesbian; same sex couples; beliefs; social professionals.


RESUMEN

La adopción por solicitantes LGTB ha sido muy debatida en España desde los cambios legislativos de 2005. Sin embargo, existen pocas publicaciones centradas en la percepción que tienen los profesionales de la psicología y el trabajo social, responsables de los procesos adoptivos. El objetivo de este trabajo fue identificar las creencias de los profesionales implicados en una adopción. Se usó un cuestionario de 42 preguntas, adaptado de los instrumentos elaborados por Frias et al. (2003) y Brodzinsky (2003), que fue contestado de forma anónima por los 38 profesionales que aceptaron participar en el estudio. Más del 80% considera que la adopción por LGTB tendría un resultado positivo y que a los solicitantes gays y a las solicitantes lesbianas se les debe exigir los mismos requisitos de idoneidad que al resto. Sin embargo, algunos técnicos consideran necesario evaluar el grado de aceptación y satisfacción con la orientación sexual que tienen estos solicitantes, a la vez que reconocen que los técnicos responsables de las adopciones necesitarían más formación especializada.

Palabras clave: Actitudes; adopción; LGTB; creencias; profesionales de la intervención psicosocial.


 

Introduction

In Spain same sex couples have shown increasing interest in adoption, particularly following the passage of Law 13/2005 July 1, which led to the Civil Code governing the right to marry being amended. This change affects adoption because the new law granted gay and lesbian people the same rights as heterosexual married couples, including regarding adoption (Ley 13, 2005, BOE 157). Professional associations and experts defended the right to adoption for same sex couples in the Spanish Parliament (Infocop, 2005). This law aroused various reactions among the Spanish public in favour of and against gay and lesbian people adopting, similar to the situation in many other European countries (Brulard & Dumont, 2007) However, previously to this law these applicants could adopt and it was known that adoptions by LGTB singles were possible.

A study conducted in the United States showed that less than one-fifth of adoption agencies attempt to recruit adoptive parents from gay and lesbian people, despite the fact that 2 million from the LGTB community have considered adoption as a route to parenthood (Ryan & Mallon, 2011). In Spain, during the first year of the new law, 4500 couples were married and there were 50 applications for adoption (Inforgay, 2006). In 2007, a study found that 44% of the general population accepted that gay and lesbian couples should be able to adopt, and 42% were against this (Fundación BBVA, 2007); four years later the percentage of individuals who accepted same sex adoption rose to 56% (Toharia, 2011). The respondents who provided this opinion were young (between 15 and 34 years), had completed higher education, were non-religious and self-identified as being on the left or centre-left of the political spectrum.

The opinions, beliefs and attitudes of social professionals directly involved in the adoption process are of particular interest, not only because of their personal views regarding the issue, but also mainly because most of the decisions taken during the adoption process will be based on their criteria (Brulard & Dumont, 2007; León et al., 2010; Palacios & Amorós, 2006; Palacios, 2009). Thus begins a complex multistage process in which a variety of professionals (psychologists, lawyers and social workers) play a role within a multi-disciplinary team. Thus, the implicit beliefs of the professionals working with these children affect the entire adoption process, since they face the daily challenge of deciding whether a couple is suitable to adopt, and assessing whether an adoption is a success (Barranco, 2011; Gergen, 2006; Hartman, 1979; Palacios & Amorós, 2006; Paul & Arruabarrena, 1996; Ryan & Mallon, 2011; Shadish et al., 1991; Tornello et al., 2011). Therefore, social professionals should regularly review their personal attitudes toward gay men and lesbian women as parents, in the light of scientific studies that show that GLBT people can become good parents (Gonzalez et al., 2004; Ryan & Mallon, 2011; Tasker & Patterson, 2007; Turner et al., 1990). Researchers have analysed the attitudes and opinions of different groups (most university students) on the rights of gay and lesbian people, on LGTB parenting and adoption, including inter-racial same sex adoption, and recognizing the variables associated with these attitudes (Andersen & Hellesund, 2009; Averett et al., 2011; Camilleri & Ryan, 2006; Crawford & Solliday, 1996; Herek, 1988; Lim, 2002; Moskowitz et al., 2010; Rye & Meaney, 2010; Schwartz, 2010; Tasker & Patterson, 2007).

Most studies undertaken of the attitudes of social professionals towards non-traditional types of families focus on many issues concerning the adoptive families and children (Bao, 2005; Brodzinsky et al., 2002; Chan et al., 1998; Gavriel-Fried et al., 2012; Golombock & Tasker, 1996; Gonzalez et al., 2004; Gonzalez & Lopez, 2005; Guttery et al., 2002; Hall, 2010; Kenyon et al., 2003; MacCallum & Golombock, 2004; Moreno, 2005; Rye & Meaney, 2010; Mallon, 2011; Ryan & Mallon, 2011; Spivey, 2006). Therefore there are fewer studies that specifically investigate the attitudes, tasks, policies, decisions and technical procedures followed in the process of adoption and fostering by gay men or lesbian women.

Kenyon et al. (2003) examined policies and practices relating to adoption by gay and lesbian parents in North Carolina. They conducted interviews in 20 of the 100 Social Security Departments. These authors found a lack of clarity in policies and practice at both the federal and state level and inconsistencies in the protection of equal rights, which made it difficult for them to adopt. Brodzinsky et al. (2002) and Brodzinsky (2003) conducted three studies that examined the degree of acceptance by state and private agencies regarding adoption by LGTB people. These studies reached the same conclusion, identifying three key factors that have an influence on whether LGTB people are considered as possible adoptive parents: the affiliation of the agency, the sex, and the characteristics of the children who need be adopted (i.e., special needs children, sibling groups, older children, etc.). Thus, their results suggest that adoptions of children by lesbian and gay individuals are more likely to occur through public agencies and agencies associated with Jewish and traditional Protestant religious beliefs. Female respondents were more likely than male respondents to report positive attitudes toward adoption by lesbian and gay adults. So, their findings confirmed that gay and lesbian individuals are often seen as a viable parenting resource by agencies specializing in the placement of special needs children.

Spivey (2006) investigated the relationship between sex-role beliefs and attitudes toward same-sex couple adoptions within the Feminist and Queer theory. She used a mailed questionnaire to collect data from a sample of adoption workers and social work students. The findings supported the existence of a positive, linear relationship between sex-role beliefs and attitudes. So, their results show that beliefs are a significant predictor of attitudes: less traditional sex-role beliefs were associated with less negative attitudes toward gay or lesbian couples, and their research supports strong correlations between sex-role beliefs and levels of homophobia.

Hall (2010) examined how Northern California adoption agency caseworkers assess prospective adoptive parents who are gay, lesbian or bisexual. She used a questionnaire for 47 caseworkers from seven country agencies. The factors considered most important to adoption caseworkers, when assessing prospective adoptive parents, were not linked to the adoptive parents' sexual orientation. More than 95% of caseworkers stated that these people should be allowed to adopt, but the respondents were strongly divided on the issue of transracial adoption. Significant differences were found in respondents grouped by race. Results showed that respondents identified as white placed a higher value on prospective parents who exhibited an awareness of racism, homophobia, and religious prejudice in society, among other factors, than those respondents who did not identify themselves as white.

Research questions

The overall aim of this study was to identify the attitudes of professionals working in child protection services toward same sex parenting and adoption via the following research questions (RQ):

RQ 1: What are the professionals' opinions on homosexuality?
RQ 2: What are the professionals' opinions on the civil rights of gay men and lesbian women?
RQ 3: What are the professionals' opinions on the influence of same sex parenting on child development?
RQ 4: What are the professionals' opinions of the assessment and acceptance process for same sex applicants.

 

Method

Participants

The participants were 38 professionals working in various state and government-funded private adoption and foster care services based in Malaga (Andalusia, Spain).

Instruments

We used a survey with 42 questions taken from those of Brodzinsky (2003) and Frias et al. (2003). Both these instruments have the best psychometric properties. The items from the Frias's Scale were 0.876 Alfa-Cronbach. We used the questions from Brodzinsky's survey. Thus, we used a questionnaire aimed at fulfilling all the following conditions: to collect data on the four research questions, and for it to be simple, brief and easy to complete because of the extremely full schedules of the professionals.

The questions were distributed in three sections: 1. The respondent's demographic data; 2. Data on their place of work; and 3. Attitudes, beliefs and procedures concerning adoption by lesbian and gay people. This last section was organized in four areas: (a) general attitudes and ordinary beliefs towards the aetiology and practice of homosexuality (nature vs nurture, unhealthy vs. health behaviour); (b) civil rights and social recognition of lesbian and gay persons; (c) the effects of living with same sex parents on child development; and (d) technical procedures in the selection of same sex applicants for adoption and foster care.

Procedure

Data were collected in collaboration with the Department of Child and Family Welfare of the Andalusian Regional Government and various government-funded private fostering and adoption associations in the province of Malaga. The initial contact with the social professionals working in these associations was made by a phone call to the directors. We explained the characteristics of the study and asked for their co-operation. This was followed by a personal meeting with them. During this meeting, we presented a semi-structured questionnaire used for collecting information and we explained the procedure for returning the completed questionnaires and many ethical issues. To ensure anonymity, the questionnaires were distributed in identical pre-paid envelopes, with the aim that, upon delivery, there was no possible way of identifying the association or the social professionals. The questionnaires were distributed with a separate sheet that explained the procedure for returning the questionnaire, which again guaranteed anonymity. All the associations contacted agreed to participate. In total, 97 questionnaires were posted and delivered. By the time of the closing date of the data collection period, 38 questionnaires had been returned, representing a response rate of 39.2%.

Design

We used a descriptive design with quantitative data collected on a single occasion through the administration of a survey containing a series of questions from questionnaires that were published before (Brodzinsky, 2003; Frias et al., 2003). The descriptive design has often been used in attitudes studies toward LGTB parenting (Brodzinsky, 2003; Camilleri & Ryan, 2006; Crawford & Solliday, 2010; Hall, 2010; Spivey, 2006). The questionnaire follows the recommendations of validity and reliability (Fernández-Ballesteros y Maciá, 1999; Silva, 1989). Qualitative data were also collected because the participants explained some responses. We respected ethical guarantees according to professional standards (Fernández-Ballesteros & Maciá, 1999).

Data analysis

Data were analysed using the SPSS 13.0 for Windows software package. We analysed the response rate using frequency and percentages in each question.

 

Results

The majority of the professionals were psychologists (51.4%) or social workers (40%), and 82.9% worked in a government-funded private organisation and 62.9% were in training. Their mean age was 34 years (SD 6.8) and 74% were women. The majority were single (51.4%) and without children (60%). Almost all the respondents identified themselves as heterosexual (91.4%). In total, 94.3% reported knowing a lesbian or gay person with whom they had a close friendship (31.4%) or some degree of friendship (48.6%). The rest (20%) did not indicate the degree of friendship. 82.9% reported knowing a lesbian or gay couple; of these, 51.4% had a friendly relationship with them. In addition, 57.1% reported that they were religious. Of these, 48.6% reported that religion was of some importance and 31.4% stated it was of little importance; in fact, 65.7% stated that they never attended religious services. In total, 51.4% stated they had political beliefs; of these 42.9% identified themselves as left wing (labour party or similar) and 5.7% as right wing (conservative party or similar).

Research question 1

Nearly all the participants agreed that homosexuality is not inherited (94.3%) or is not a disease (94.3%), 85.7% replied that it is as ordinary, natural or typical as other forms of human sexuality.

Research question 2

Table 1 shows the percentages of the respondents' replies in relation to the acceptance of civil rights for gay and lesbian people. As shown, 97.1% of the sample supported the right of gays and lesbians to claim and gain custody of their children, and the great majority supported their right to adopt and foster children. Table 1 shows more social professionals supported adoption by couples than by singles. Furthermore, when the respondents were asked whether allowing same sex couples to adopt gave precedence to the rights of the parents over those of the child, 14.3% agreed, whereas 82.9% disagreed.

 

 

Research question 3

The respondents were asked for their implicit beliefs about the conditions same sex parents or a family environment should fulfil so that a child is raised and educated properly. Three aspects were considered: the composition of the household, educational difficulties, and the effects on child development.

Regarding family composition, 65.7% replied that "two people were not necessary" for a child to be properly raised and educated, whereas 22.9% replied that a couple was necessary to ensure a child's well-being. Of the former, 51.4% thought the gender or sexual orientation of the caregiver(s) to be irrelevant, whereas 40% thought that gender was relevant. Of these, 48.6% chose a woman as their first choice and 37.1% chose a man as their first choice. The responses of those who chose "a couple" were as follows: 22.9% thought the sexual orientation or gender of the caregivers to be irrelevant, 17.1% chose "father and mother" and 8.6% chose two women.

In relation to the adverse circumstances faced by lesbian mothers and gay fathers when starting a family, the respondents differentiated between couples and singles. Most respondents (94.3%) said that couples would experience difficulties, whereas 74.5% said that singles would. The main difficulties described were given in descending order: rejection by neighbours and those in the immediate environment (20%); rejection by co-workers (11.4%); rejection by the family (8.6%); and sexual behaviour (5.7%). In addition, some respondents (5.7%) thought that singles would encounter more difficulties related to economic resources. The respondents said that same sex parents would have no difficulty in fulfilling the children's physical needs or in educating them. They also stated that the lack of experience, lifestyle and moral behaviour of same sex parents would not lead to problems in relation to educating their sons or daughters.

Most respondents believed that growing up in a same sex family would influence the child's development whether the child was biological (71.4%) or adopted (74.3%). The similar percentages show that professionals believe similarly regarding both ways of belonging to a family, so they do not distinguish between biological and adoptive parenthood. When asked what kind of influence this would have, 48.6% responded that it would be generally positive, 2.9% said it would be generally negative, and 28.6% thought it would be both. Table 2 shows the distribution of responses in relation to positive and negative influences.

 

 

Research question 4

This section presents data related to the following aspects: eligibility criteria for gay and lesbian applicants; elements of the assessment process; acceptance of same sex applicants; procedures performed; the characteristics of adopted children; and continuing education requested by the respondents.

In total, 71.4% of respondents thought that same sex applicants should meet the same eligibility criteria as heterosexual applicants, whereas 20% believed that gay and lesbian people should also be required to demonstrate maturity in accepting their sexuality. These respondents gave the following explanations regarding their replies: "You have to assess their self-acceptance and their sexuality, how they handle it, how it affects them, and so on"; (Participant seven); "...the process of building their sexual orientation should be assessed, if it is healthy and if they are accepted within their natural setting." (Participant twenty-two); "...we should assess the process of acceptance of their homosexual identity and the resources available to give children the tools to deal with homophobic behaviour". (Participant thirty-four); "...the level of acceptance of their identity, both personal and in their daily setting." (Participant eighteen); "...explore how they built their homosexual identity, both personally and socially, as well as the strategies and skills they require to work with their children in the face of homophobic reactions." (Participant fifty).

In total, 80% thought that the adoption assessment process should be the same as for heterosexuals, whereas 14.3% thought it should be different. Table 3 shows the aspects which they think should be different. None of the respondents said that homosexuals need more training and preparation, or different preparation, although one respondent thought they needed longer follow-up due to the risk of failure in the adoption process. Some respondents (11.4%) stressed the need to assess whether the applicant's family and those known to the applicant had accepted their sexual orientation, and whether sufficient personal resources were available to the applicants to help their adopted children deal with homophobic behaviour.

 

 

In total, 88.6% of the sample would allocate a child to a same sex couple for adoption, which is the same percentage of respondents who would allocate one to a single gay or lesbian. None said they had refused applications on the grounds of the applicant's sexual orientation. One respondent acknowledged asking for information about the applicant's sexual orientation on the application form, seven said they explored it in all applications, as another variable in the psychosocial study, whereas three did so when it appeared that the applicants could be gay or lesbian people. In the case of applicants not declaring their homosexuality during the assessment process, 5.7% of respondents would ignore this fact, 14.3% would include it in the education and training process and explore the motive for concealment, and 8.7% would consult a colleague to make a decision.

Regarding the characteristics of the child adopted or fostered by lesbian or gay single applicants, 17.1% had adopted or fostered healthy babies with no other special characteristics, whereas 74.2% had adopted a child from a 'special group' (i.e., 17.1% adopted children over 6 years of age or adolescents, 14.3% had adopted babies with special needs, 11.4% had adopted children with special needs or children from ethnic minorities, and finally, 3% had adopted sibling groups.

We asked the respondents if they or their agency would be interested in receiving training on working with prospective same sex adoptive or foster parents. The majority (74.3%) were interested in receiving more information about homosexuality compared to 8.6% who thought their knowledge was sufficient to manage requests for adoption or fostering from these applicants. In fact, 60% said they were aware of the scientific studies on same sex families and 54.3% said they were aware of studies on homosexual adoption or fostering. The following content or topics were identified as being of interest to the respondents to receive training: the preparation of children for same sex adoption (60%); the preparation of gay and lesbian adopters (45.7%); attitudes, prejudices and social stereotypes about homosexuality (45.7%); the specific criteria of suitability for gay and lesbian applicants (37.1%); psychological problems of children (31.4%); legal issues of adoption (22.9%); and psychological problems of the adopters (20%).

 

Discussion

The literature review showed that in Spain no study has been conducted on the opinions, beliefs or level of information of professional teams regarding gay men and lesbian women, and the possibility of them becoming adoptive parents. Few international studies had been done on these issues examining social workers' and psychologists' views. Thus, this is a descriptive study that explores the current situation of the respondents in this field, using a descriptive design. The response rate by the end of data collection was fairly low, but was higher than that obtained by Brodzinsky et al. (2002), although slightly lower than that obtained by Brodzinsky (2003).

Data shows that attitudes toward LGTB people were very positive and these results display a non-pathological view of the etiology of homosexuality, which has improved over time, possibly due to legal changes. The majority of social professionals interviewed understood homosexuality as a way of expressing sexual desire, that is, as natural as heterosexuality. In addition, the respondents considered that gay and lesbian practices cannot be considered a disease, which is consistent with many experts and professional bodies that do not pathologise sexuality (Frías et al., 2003; López, 2004). The raises the question of whether this particular attitude and perspective were due to fact that the majority of respondents were women with a high level of education, and tended to be on the left of the political spectrum. As other authors have suggested, the role of gender in attitudes toward same-sex couples could have a significant moderating effect on homophobia (Crawford & Solliday, 1996; Herek, 1988; Lim, 2002; Moskowitz, Rieger & Roloff, 2010), as well as a set of personal characteristics (being younger, being female, having a higher level of education, not having strong religious beliefs and tending to be politically liberal).

As mentioned, the debate is on-going regarding whether gay and lesbian people should adopt or not, due to the passage of Law 13/2005. According to our data, and consistent with Frías et al. (2003), most social professionals recognize that gay and lesbian people, whether single or couples, are entitled to apply for adoption or foster care. These data are more positive than data shown in the Spanish study by Fundacion BBVA (2007) and four years later in Toharia's study (2011). It showed great advances in the system of child protection, in order to prevent discriminatory and oppressive attitudes (Barranco, 2011; Hartman, 1979; Palacios & Amorós, 2006). However, in addition to recognizing this right, the respondents actually implemented it and included same sex couples and gay or lesbian singles as candidates for children needing adoption. In addition, they considered that these applicants should fulfil the same requirements as heterosexuals and that the adoption process should be the same, as has been the case with single applicants up to the present, who are not questioned regarding their sexual orientation. The only qualification expressed by some of the respondents was that in some exceptional cases they would make further enquiries about the applicant's acceptance of their sexual orientation. They considered that during the eligibility study they would include a psychological assessment of this particular aspect of their personality. This opinion could conceal some discriminatory attitudes because this idea shows a psychopathological view of LGTB.

Regarding the child's wellbeing, the respondents thought that although growing up in a same sex family would have an influence on the child's development, this influence would in general be positive. In total, 3% of the respondents thought that the influence would be negative, because of the potential problems in relation to social integration. This opinion coincides with that of the majority of respondents, who thought that the child may be teased by classmates or have difficulties in making friends. Thus, these problems would not be generated by parents or caregivers, but by peers and, in a general sense, by society. As acknowledged by Cameron & Cameron (2002), Tasker & Patterson (2007) or Tornello et al. (2011), children raised in gay and lesbian families may experience more difficulties during childhood, simply due to growing up in a family that departs somewhat from behaviour socially considered to be "normal", rather than due to the sexual orientation of their fathers or mothers.

In this regard, schools could play a role in assisting the social integration of children living in same sex families, by avoiding or preventing rejection by classmates. In total, 49% of the respondents said that the children may experience teasing from peers. In a study by Frias et al. (2003), 92% of the teachers surveyed said that children with homosexual parents would have problems in social relationships. The difference in the percentages between our study and theirs may be because the respondents in our study do not work in a school context, where there is a greater risk of homophobic behaviour and social rejection, whereas teachers are closer to this situation. In addition, the amount of time that has elapsed between the study conducted by Frias et al. (2003) and our study may explain the current public debate that has stimulated people to think about the issue and form an opinion. This suggests the importance of knowing the views of teachers, as well as the need to equip schools with the materials and training needed to handle sexual diversity, as noted by Moreno (2005). Adjustment to school should be a priority in training programs for applicants and in the monitoring process, to identify risks and prevent problems at school, if required.

Paradoxically, the respondents' opinions on the social rejection of children raised in same sex families are in contrast to the evidence provided in studies. Much research on children raised in LGTB families found no differences in the social development of these children compared to those raised in other types of family (Golombok et al., 2003; Gonzalez et al., 2004; Patterson & Redding; 1996). Thus, it is reasonable to ask whether in fact such difficulties really exist and that the studies have failed to identify them, or whether there is an unfounded expectation on the part of the teachers, social workers and psychologists.

This appears to imply that most social professionals consider that the problem lies not in being educated by one gay or lesbian people or by same sex couples, but whether the social groups in close contact with the new family accept or reject these families. However, social opinion is not the source of paternal or maternal skills; that is, regardless of whether or not society accepts their characteristics, it does not make them incapable of being parents, although it is obvious that the opinions or cultural practices of a specific society at a given historical moment has an influence on parental roles.

Thus, it may be the case that the debate should not focus on whether gay and lesbian people are unfit to be parents; rather the issue should be whether or not society is prepared to accept same sex families, and what should be done to change these attitudes of rejection (Brodzinsky et al., 2002; Gavriel-Fried et al., 2012; Hall, 2010; Mallon, 2011). This would fit in with the changing research landscape, from problematising LGTB families, to a more positive focus on the distinct elements of LGTB parenting. Half the respondents recognized the need for training regarding the negative attitudes, prejudices and stereotypes that they or others may have toward homosexuality, and many also confirmed the need to prepare children and adults in these types of adoption or foster care. Also, interracial and gay adoption both give rise to prejudices, and this is in line with the proposals of Fuentes et al. (2005) or Leon et al. (2010). Thus, it is clear that an essential part of this training should be aimed at helping children and adults to understand and appropriately address certain social attitudes.

Taking into account the foregoing discussion on possible social rejection, and that these are processes involving children "at risk" and "non-typical" applicants, it is striking that no respondent thought that a longer follow-up period was required in the case of homosexual adoption or foster care. One possible explanation is that many of the respondents acknowledged that they mainly worked in training/education, but, paradoxically, they also did not see the need for more, or different, training. The social professionals seemed to focus exclusively on the diagnosis or assessment of "mature sexuality" Possibly their lack of awareness regarding the complexity of this issue led them to consider training or support to be unnecessary. Some respondents indicated that, given an application by a gay or lesbian person, even if the applicant did not declare their status, they would include the issue of gay and lesbian sexuality in the education and training process. This type of response suggests that they do in fact need more support and training, although they do not openly acknowledge this. In fact, 52% saw the need to prepare adults and 44% acknowledged the need for information on eligibility criteria. In contrast, 14.8% acknowledged the need for further assessment and 11% suggested that a different assessment was required. As suggested by the respondents, the only aspects of the process that could differ between gay or lesbian and heterosexual applicants were acceptance of their sexual orientation and provision of the skills to cope with possible social rejection. This suggests that the respondents view LGTB and heterosexual applicants similarly in relation to their ability, skills or resources to be parents, which is very encouraging regarding the future of many children who need families.

In addition, even though this is a minority opinion, it is striking that some of the respondents, when given the choice, preferred a lesbian to a gay man and a lesbian couple to a gay couple, for forming an environment in which children are raised and educated properly. This could indicate they consider that women to be more qualified than men, regardless of their sexual orientation. This would be consistent with the results reported by Flaks et al. (1995). This finding could be also explained by the higher percentage of women than men in our sample.

On the other hand, we found that children who had been placed for adoption or fostering with gay and lesbian families, as acknowledged by some of the respondents, belonged to the 'at risk or special adoption' group. This confirms the results of Brodzinsky et al. (2002) and Brodzinsky (2003) that institutions are more likely to match children in special adoption groups with gay and lesbian applicants. This could be understood as a discriminatory procedure for any professionals.

Finally, the study leads to the conclusion that the real concerns of those who are for or against LGTB adoption or fostering are not focused on their parenting skills, their lifestyle or any negative impact on child development, but rather that the children may suffer social rejection. In addition, the results of this study are very similar to those obtained in studies by Brodzinsky et al. (2002) and Brodzinsky (2003), although the agencies assessed by these authors had more experience in adoption and fostering by gay and lesbian. These children are entitled to be cared for and protected, and society has the duty to guarantee this right under the best conditions possible. Depriving certain types of families, considered suitable by social professionals, of the chance to offer such care and protection to child who needs it would constitute a non-ethical way.

In conclusion, this study has been a beginning in examining professionals' attitudes towards adoption by gay and lesbian parents in a small Spanish sample. It is important to continue with other studies with a larger sample in order to analyse the influence of some variables such us: social factors, individual differences, characteristics of entities, believer differences or participant's sexual orientation. Also, it is necessary to obtain more views on each issue analysed, using a more open qualitative method to provide a better explanation of many responses. We need to know whether what SW professionals stated in thea questionnaire is similar or very different to what they decide during an adoption procedure, due to the potential influence of the Hawthorne effect in the responses in our questionnaire. For future research, also we could analyse the issue of inter-racial adoption and same sex parents. In an international context, the comparison in relation to transracial adoption and interactions between transracial and GLBT adoption is of major importance for policies and practices in child care.

 

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Correspondence:
Milagros Fernández-Molina
Universidad de Málaga
Email: mfernandezm@uma.es

Recibido: 17 de marzo de 2015
Aceptado: 28 de mayo de 2015

^rND^sAndersen^nN.^rND^sHellesund^nT.^rND^sAverett^nP.^rND^sStrong-Blakeney^nA.^rND^sNalavany^nB.^rND^sRyan^nS.^rND^sBao^nA.^rND^sBarranco^nC.^rND^sBrodzinsky^nD.^rND^sPatterson^nC. J.^rND^sVaziri^nM.^rND^sCameron^nP.^rND^sCameron^nK.^rND^sCamilleri^nP.^rND^sRyan^nM.^rND^sChan^nR. W.^rND^sRaboy^nB.^rND^sPatterson^nCh.^rND^sCrawford^nI.^rND^sSolliday^nE.^rND^sFernández-Ballesteros^nR.^rND^sMaciá Antón^nA.^rND^sFlaks^nD. K.^rND^sFicher^nI.^rND^sMasterpasqua^nF.^rND^sJoseph^nG.^rND^sGavriel-Fried^nB.^rND^sShilo^nG.^rND^sCohen^nO.^rND^sGolombok^nS.^rND^sTasker^nF.^rND^sGonzález^nM. M.^rND^sMorcillo^nE.^rND^sSánchez^nM. A.^rND^sChacón^nF.^rND^sGómez^nA.^rND^sGuttery^nE. G.^rND^sFriday^nG. A.^rND^sField^nS. S.^rND^sRiggs^nS. C.^rND^sHagan^nJ. F.^rND^sHall^nS.^rND^sHerek^nG.^rND^sKenyon^nG. L.^rND^sChong^nK.^rND^sEnkoff-Sage^nM.^rND^sHill^nC.^rND^sLeón^nE.^rND^sSánchez-Sandoval^nY.^rND^sPalacios^nJ.^rND^sRomán^nM.^rND^sLim^nV.^rND^sLópez^nF.^rND^sMacCallum^nF.^rND^sGolombok^nS.^rND^sMallon^nG.^rND^sMoreno^nO.^rND^sMoskowitz^nD.^rND^sRieger^nG.^rND^sRoloff^nM.^rND^sPalacios^nJ.^rND^sPalacios^nJ.^rND^sAmorós^nP.^rND^sRyan^nS.^rND^sMallon^nG.^rND^sRye^nB. J.^rND^sMeaney^nG.^rND^sSchwartz^nJ.^rND^sSpivey^nCh.^rND^sTasker^nF.^rND^sPatterson^nCh.^rND^sTornello^nS.^rND^sFarr^nR.^rND^sPattterson^nCh.^rND^1A01^nM.ª A.^sMorata-Ramírez^rND^1A01^nFrancisco P.^sHolgado-Tello^rND^1A01^nIsabel^sBarbero-García^rND^1A02^nGonzalo^sMendez^rND^1A01^nM.ª A.^sMorata-Ramírez^rND^1A01^nFrancisco P.^sHolgado-Tello^rND^1A01^nIsabel^sBarbero-García^rND^1A02^nGonzalo^sMendez^rND^1A01^nM. ª A^sMorata-Ramírez^rND^1A01^nFrancisco P^sHolgado-Tello^rND^1A01^nIsabel^sBarbero-García^rND^1A02^nGonzalo^sMendez

 

 

Análisis factorial confirmatorio. Recomendaciones sobre mínimos cuadrados no ponderados en función del error Tipo I de Ji-Cuadrado y RMSEA

Confirmatory factor analysis. Recommendations for unweighted least squares method related to Chi-Square and RMSEA Type I error

 

 

M.a A. Morata-Ramírez1, Francisco P. Holgado-Tello1, Isabel Barbero-García1 y Gonzalo Mendez2

1 Universidad Nacional de Educación a Distancia (UNED).
2 Universidad Complutense de Madrid.

Dirección para correspondencia

 

 


RESUMEN

En Psicología, para obtener evidencias sobre validez de constructo mediante Análisis Factorial Confirmatorio es habitual trabajar con variables ordinales que presentan asimetría. En este estudio de simulación se analiza el comportamiento del método de Mínimos Cuadrados no Ponderados (ULS) en escalas tipo Likert con base en los índices χ2 de razón de verosimilitud (C2) y RMSEA. Para ello, se han manipulado cuatro factores experimentales: el número de factores o dimensiones (2, 3, 4, 5, 6), número de puntos de respuesta (3, 4, 5, 6), grado de asimetría de la distribución de respuestas (simétrica, asimétrica moderada y severa) y tamaño muestral (100, 150, 250, 450, 650, 850) de los modelos simulados. Según los principales resultados, el índice C2 muestra siempre un error Tipo I mayor que RMSEA, con independencia de los factores experimentales analizados. Finalmente, se discuten diferentes alternativas de acción y se presentan futuras líneas de investigación.

Palabras clave: Análisis Factorial Confirmatorio; método ULS; escalas Likert; error Tipo I; índice χ2 de razón de verosimilitud; RMSEA.


ABSTRACT

In order to obtain evidences about construct validity through Confirmatory Factor Analysis in Social Sciences, working with skewed ordinal variables has been usual. In this simulation study the performance of Unweighted Least Squares (ULS) method in Likert scales according to Likelihood Ratio Test (C2) and RMSEA indices is analysed through Type I error. For this purpose, four experimental factors have been manipulated: the number of factors or dimensions (2, 3, 4, 5, 6), the number of response points (3, 4, 5, 6), the degree of skewness of the responses distribution (symmetric, moderately and severely asymmetric) and the sample size (100, 150, 250, 450, 650, 850) of the simulated models. According to the main results, C2 index always shows a bigger Type I error than RMSEA, regardless of the experimental factors analysed. Finally, different action alternatives are discussed and future research lines are presented.

Key words: Confirmatory Factor Analysis; ULS method; Likert scales; Type I error; Likelihood Ratio Test; RMSEA.


 

Introducción

El análisis factorial es el método más aplicado para obtener evidencias sobre validez de constructo, dado que informa sobre la estructura interna de los instrumentos de medida (Zumbo, 2007).

Grosso modo, en el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) inicialmente se especifica e identifica el modelo. Tras la recogida de datos, se estiman los parámetros y, a continuación, se evalúa el ajuste del modelo. Si el modelo presenta un ajuste adecuado, se podrá utilizar para evaluar e interpretar los parámetros. En caso contrario, se modificará el modelo y de nuevo se iniciará el proceso (Batista y Coenders, 2000; Barbero, Vila y Holgado, 2011; Catena, Ramos y Trujillo, 2003; Fadlelmula, 2011).

El AFC exige el cumplimiento de ciertos supuestos que, en su mayoría, entran en contradicción con la naturaleza de los datos que habitualmente se obtienen en Psicología mediante el uso de escalas tipo Likert (DiStefano, 2002). La falta de coherencia entre las características del instrumento de recogida de datos -en este caso, los cuestionarios con escalas tipo Likert- y los requisitos de uso del AFC cobra importancia en la fase del AFC de estimación de parámetros al elegir el método adecuado, pues de él dependerá en gran medida que al evaluar el ajuste del modelo especificado tenga lugar una mayor o menor aproximación a la realidad empírica medida mediante los índices globales de bondad de ajuste.

La normalidad multivariable de las variables observadas es un requisito para el uso de AFC mencionado por Mulaik (1972) que se puede incumplir en escalas tipo Likert (Flora y Curran, 2004). En este sentido, la asimetría en la distribución de las variables observadas es uno de los principales aspectos que distorsionan este supuesto (Coenders y Saris, 1995). Precisamente, el método de estimación de Máxima Verosimilitud (ML), que precisa de normalidad multivariada, es el que se utiliza en la mayoría de Análisis Factoriales Confirmatorios (Brown, 2006).

Otro de los supuestos para el uso del AFC, mencionado por Mulaik (1972), establece que tanto las variables latentes como observadas han de ser continuas. Sin embargo, las escalas tipo Likert asumen que el constructo latente es de naturaleza continua pero las variables observadas que lo representan siguen una escala de medida ordinal (Coenders y Saris, 1995; DiStefano 2002; Flora y Curran, 2004). A pesar de ello, lo habitual ha sido tratar las variables observadas como si también fueran continuas (Cea, 2004). Así, el método de estimación de Máxima Verosimilitud (ML) ha tenido un uso muy extendido (Ryu, 2011) pero, al ser necesario que los datos se midan de acuerdo con una escala de medida de intervalo, quedaría desaconsejado su uso cuando se utilizan escalas tipo Likert (Brown, 2006; Flora y Curran, 2004). Además, los métodos de estimación de parámetros que, como ML, asumen que las variables observadas están medidas de acuerdo con una escala de medida de intervalo, basan sus cálculos en la matriz de correlación de Pearson (Holgado, Chacón, Barbero y Vila, 2010). A este respecto, Jöreskog y Sörbom (1996a) proponen, como alternativa al uso de correlaciones de Pearson, recurrir a correlaciones policóricas. Estas permiten superar los problemas que conllevan su uso, ya analizados por Johnson y Creech (1983) y O'Brien (1985) y tratados posteriormente en diferentes estudios (e.g., Coenders y Saris, 1995; Holgado et al., 2010).

Elegir el método adecuado en la fase del AFC de estimación de parámetros influirá en gran medida en la fase posterior de evaluación el ajuste del modelo teórico especificado. A este respecto, ante las dificultades que plantea el uso de escalas tipo Likert, se puede recurrir al método de Mínimos Cuadrados no Ponderados (en inglés, Unweighted Least Squares o ULS). Se trata de un método de estimación de parámetros para el que no está establecido que las variables observadas deban seguir una distribución determinada, que está recomendado para variables categóricas y que se basa en la matriz de correlaciones policóricas (Batista y Coenders, 2000; Bollen, 1989; Brown, 2006; Schumacker y Lomax, 1996). Además del método ULS, cuando se manejan variables ordinales también se tienen en cuenta otros métodos alternativos. Entre ellos, se puede destacar el método RULS que, de acuerdo con Yang-Wallentin, Jöreskog y Luo (2010), es una variante robusta del método ULS. Al igual que este último, RULS también trabaja con una matriz de correlaciones policóricas, si bien estas correlaciones son el punto de partida para obtener posteriormente la matriz de covarianzas asintóticas AC que interviene en su matriz W de distribución libre. El programa LISREL proporciona una serie de índices χ2 de razón de verosimilitud, entre los cuales aparece C3 (Jöreskog, 2004), conocido como "estadístico χ2 escalado de Satorra-Bentler" (Batista y Coenders, 2000) y cuyos últimos desarrollos corresponden a trabajos como los de Satorra y Bentler (2010). Este índice C3 es uno de los recursos disponibles cuando se manejan variables categóricas o bien las variables dependientes no siguen la distribución normal (Finney y DiStefano, 2013). A su vez, esta matriz AC también es el foco de atención de estudios como el de Jennrick y Satorra (2014).

Además de las aportaciones de Yang-Wallentin et al. (2010), cabe destacar también estudios acerca de RULS como el de Savalei y Rhemtulla (2013). Entre los métodos de estimación de información limitada se cuenta con una variante de RULS: el 3S-RULS (Katsikatsou, Moustaki, Yang-Wallentin y Jöreskog, 2012), así como también con un método que frente a ML muestra buen comportamiento ante errores de especificación de los modelos: el 2SLS (Jung, 2013).

En cuanto a la fase de evaluación del ajuste del modelo del AFC, para conocer en qué grado hay una mayor o menor aproximación del modelo teórico a la realidad empírica se dispone de una amplia variedad de índices. Entre ellos, cabe destacar el índice de razón de verosimilitud χ2, procedente del método ML, que es el único que aporta una prueba de significatividad estadística (Cea, 2004; Ryu, 2011). El rechazo de la hipótesis nula a partir de un valor χ2 significativo (p < .05) implica que el modelo teórico propuesto es inadecuado, por lo que es necesario especificarlo de nuevo (Batista y Coenders, 2000; Cea, 2004).

Dadas las limitaciones del índice de razón de verosimilitud por su sensibilidad al tamaño muestral y por fundamentarse en la distribución central de χ2 (Bollen, 1989; Byrne, 1998), se recomienda complementar sus resultados con otros índices de bondad de ajuste. En este contexto, el índice RMSEA o Error cuadrático medio de aproximación por grado de libertad está reconocido como uno de los más informativos de los modelos en ecuaciones estructurales. A la hora de determinar la bondad de ajuste tiene en cuenta los grados de libertad, por lo que este índice es sensible al número de parámetros que estima el modelo (Barbero et al., 2011; Byrne, 1998; Cea, 2004). En este sentido, los valores de RMSEA decrecen conforme aumenta el número de grados de libertad o el tamaño muestral (McCallum, Browne y Sugawara, 1996; Kline, 2011). En general, valores en RMSEA menores de .05 indican un buen ajuste y los valores comprendidos entre .05 y .08 un ajuste razonable (Browne y Cudeck, 1993).

En resumen, al llevar a cabo un AFC es preciso que haya consistencia entre los métodos de estimación y el instrumento de medida para que los modelos teóricos propuestos reproduzcan las relaciones entre las variables de un constructo con la mayor fidelidad posible. En relación con ello y dado los escasos estudios en los que se ha analizado el error Tipo I y comportamiento de RMSEA cuando se usa ULS, este estudio de simulación tiene como objetivo analizar cómo afectan una serie de factores experimentales que caracterizan los modelos teóricos (número de factores, número de puntos de respuesta, grado de asimetría de la distribución de respuestas a los ítems y tamaño muestral) sobre los valores del índice de razón de verosimilitud χ2 y de RMSEA.

 

Método

Se manipularon 4 factores experimentales: (a) número de factores o variables latentes, (b) número de puntos de respuesta, (c) grado de asimetría de la distribución de las respuestas a los ítems, y (d) tamaño muestral.

El número de factores presentaba cinco niveles experimentales (2, 3, 4, 5 y 6). Las factores guardaban una relación ortogonal entre ellos, es decir, no estaban correlacionados. Para cada factor se simularon tres ítems, con el propósito de que pudieran ser identificados estadísticamente. En este contexto, hay escalas de regulación emocional como el CERQ (Garnefski y Kraaij, 2007) que presentan un reducido número de ítems (4) para medir cada una de sus nueve dimensiones. También se encuentran escalas con sólo tres ítems en psicología de las organizaciones (Holgado, Chacón, Barbero y Sanduvete, 2006).

Las saturaciones factoriales de los ítems siempre eran las mismas en todos los factores, es decir, .9, .8 y .7 para el primer, segundo y tercer ítem, respectivamente. Los ítems se generaron según una distribución normal N(0, 1). A continuación, estas respuestas se categorizaron de acuerdo con una escala tipo Likert de 3, 4, 5 y 6 puntos, es decir, el número de puntos de respuesta quedó configurado con cuatro niveles experimentales. Las escalas tipo Likert se categorizaron de tal modo que: (a) se mantuviera simétrica la distribución de las respuestas a todos los ítems, (b) la distribución de respuestas presentara asimetría moderada en todos los ítems o (c) la distribución de respuestas presentara asimetría severa en todos los ítems. De esta forma el grado de asimetría presentaba tres niveles experimentales: asimetría = 0, asimetría = 1 (o moderada) y asimetría = 2 (o severa).

Para categorizar las escalas Likert, siguiendo a Bollen y Barb (1981), el continuum se dividió en intervalos iguales desde z = -3 a z = 3 con el fin de calcular los umbrales de la condición en la que la distribución de respuestas a todos los ítems fuera simétrica (asimetría = 0). Para distribuciones asimétricas los umbrales se calcularon, de acuerdo con Muthén y Kaplan (1985), de manera que las observaciones se acumularan en uno de los extremos de los puntos de respuesta conforme el grado de asimetría se incrementara. La mitad de las variables de cada factor se categorizaron con la misma asimetría positiva y el resto de variables con la misma asimetría negativa con el propósito de simular factores de dificultad. Finalmente, el tamaño muestral presentaba seis valores experimentales: 100, 150, 250, 450, 650 y 850 sujetos.

La combinación de los cuatro factores experimentales (número de factores, número de puntos de respuesta, asimetría de los ítems y tamaño muestral) produjo 360 condiciones experimentales (5x4x3x6) que se replicaron en 500 ocasiones. Para ello, estas replicaciones se realizaron mediante la versión 2.12.0 del programa R (R Development Core Team, 2010), que invocaba sucesivamente a PRELIS 2.0 (Jöreskog y Sörbom, 1996b) para la generación de las correspondientes matrices de datos de acuerdo con la especificaciones resultantes de la combinación de las condiciones experimentales. Para cada matriz generada se obtenía la matriz de correlaciones policóricas.

Una vez obtenidas las matrices de correlaciones para cada matriz de datos generada bajo las especificaciones concretas de los factores experimentales, se ejecutó el correspondiente Análisis Factorial Confirmatorio sucesivamente, es decir, hasta 500 veces (uno por cada replicación). Al igual que en el caso anterior, se utilizó la versión 2.12.0 del programa R (R Development Core Team, 2010), que invocaba sucesivamente a LISREL 8.8 (Jöreskog y Sörbom, 1996a).

Para facilitar la gestión y compilación de ficheros de índices de ajuste se generó un programa específico en lenguaje JAVA.

Análisis de datos

El error Tipo I se obtuvo calculando el porcentaje de veces que se rechaza la hipótesis nula del índice de razón de verosimilitud χ2 en modelos especificados correctamente. A este respecto se ha considerado el valor nominal del 5%, que en la práctica se traduce en una probabilidad inferior a .05. Cabe recordar que al utilizar el método ULS el programa LISREL denomina a este valor χ2 como C2, también conocido como "Normal Theory Weighted Least Squares Chi-Square" (Jöreskog, 2004). Por otra parte, para plantear la hipótesis nula respecto al índice RMSEA se ha determinado que se acepten los modelos teóricos cuando su valor es inferior a .08. Así, dentro de los modelos aceptados se incluyen también aquellos que presentan, siguiendo a Browne y Cudeck (1993), un ajuste razonable.

 

Resultados

Influencia del número de factores

En la Tabla 1 se presenta un análisis del error Tipo I en C2 y en RMSEA según el número de factores de los modelos teóricos a prueba. Además, en la tabla se indica la media y desviación típica de la probabilidad asociada a C2 y RMSEA para cada uno de los niveles del factor.

 

 

Como se puede ver en la Tabla 1, el valor porcentual del error Tipo I aumenta a medida que lo hace el número de factores. Concretamente, la probabilidad de rechazar un modelo correcto se eleva del 58.9% para modelos con dos factores al 93.9% para modelos con seis factores. Por tanto, se deduce que a medida que crece el número de factores se observa una tendencia decreciente en la aceptación de modelos mediante el índice χ2 de razón de verosimilitud. Así, de aceptar el 41.1% de modelos con 2 factores se desciende al 6.1% con seis factores. Esta tendencia es coherente con las medias obtenidas respecto al número de factores. De esta forma, cuando el número de factores es dos, el valor medio de la probabilidad asociada a C2 es .145 mientras que, a medida que aumentan los factores del modelo teórico, la probabilidad asociada a C2 va disminuyendo.

En cuanto al índice RMSEA, el valor porcentual del error Tipo I se mantiene en valores en torno al 35-37% aproximadamente. Consecuentemente, se constata que el porcentaje de aceptación de los modelos se sitúa hacia el 62-64%, independientemente del número de factores que presenten. Por su parte, las medias de RMSEA se mantienen estables independientemente del número de factores.

Influencia del número de puntos de respuesta

En la Tabla 2 se presentan los resultados relativos al número de puntos de respuesta de los modelos.

 

 

Al utilizar el índice χ2 de razón de verosimilitud, el error Tipo I desciende a medida que los modelos teóricos presentan un mayor número de puntos de respuesta. Así, mientras el porcentaje de aceptación de los modelos con tres puntos de respuesta es 92.6%, el correspondiente a modelos con seis puntos baja al 70.5%. En otras palabras, con un mayor número de puntos de respuesta disminuye la probabilidad de rechazar un modelo. Así, el porcentaje de modelos aceptados va ascendiendo conforme lo hace el número de puntos de respuesta, siendo dicho porcentaje del 7.4% para tales modelos con tres puntos de respuesta y del 29.5% para modelos con seis puntos. En este contexto, conforme crece el número de puntos de respuesta los valores medios de la probabilidad asociada a C2 también experimentan un incremento. Así, dichos valores pasan de .021 para modelos con tres puntos de respuesta a .099 para modelos con seis puntos.

Con RMSEA, cuanto mayor es el número de puntos de respuesta, menor será la probabilidad de cometer el error Tipo I. Concretamente, el porcentaje de modelos rechazados desciende del 48.3% para modelos con tres puntos de respuesta al 26.3% de modelos que tienen seis puntos. Por esta razón hay una tendencia creciente en la cantidad de modelos aceptados conforme aumenta el número de puntos de respuesta. Así, se puede deducir que se acepta el 51.7% de estos modelos con 3 puntos de respuesta y el 73.7% de modelos con 6 puntos. Por su parte, la tendencia mostrada por las medias de RMSEA es descendente a medida que se cuenta con más puntos de respuesta.

Influencia del grado de asimetría

La Tabla 3 muestra los resultados obtenidos en relación con el grado de asimetría de la distribución de respuestas a todos los ítems que presentan los modelos teóricos.

 

 

En relación con el grado de asimetría de la distribución de respuestas, el índice χ2 de razón de verosimilitud muestra que el error Tipo I aumenta a medida que también se incrementa la asimetría de la distribución de las respuestas, especialmente cuando la distribución de los modelos pasa de ser simétrica (siendo su porcentaje de rechazo del 57.3%) a tener asimetría moderada (con un porcentaje de rechazo del 90%). En otras palabras, a medida que aumenta el grado de asimetría, es más probable rechazar un modelo téorico. En este sentido, el índice χ2 tiene mal comportamiento, disminuyendo el porcentaje de aceptación de tales modelos a medida que el grado de asimetría es mayor. Puede deducirse así un descenso muy acentuado al pasar del 42.7% de modelos aceptados con distribuciones simétricas al 10 % cuando la distribución de respuestas de los modelos teóricos presenta asimetría moderada. Asimismo, cabe señalar que los valores medios de la probabilidad asociada a C2 disminuyen conforme aumenta la asimetría de la distribución de respuestas. Concretamente, de .140 para distribuciones simétricas se pasa a .006 para distribuciones con asimetría severa.

Por lo que respecta al índice RMSEA, el error Tipo I va aumentando con el grado de asimetría, siendo del 10.7% y del 62.1% para modelos teóricos con distribución simétrica y asimétrica severa, respectivamente. Por tanto, se deduce un descenso en el porcentaje de aceptación de los modelos, que desciende del 89.3% para modelos con distribución simétrica al 37.9% para modelos con asimetría severa en su distribución de respuestas. Igualmente, se observan incrementos en el valor medio de RMSEA, a medida que aumenta la asimetría de la distribución de respuestas.

Influencia del tamaño muestral

La Tabla 4 muestra los resultados relacionados con el tamaño muestral de los modelos teóricos.

 

 

En cuanto al índice χ2 de razón de verosimilitud la elevada probabilidad de cometer el error Tipo I permanece estable hacia el 80-82%, con independencia del tamaño muestral de los modelos teóricos a prueba. En relación con ello, no se observa consecuentemente relación entre el tamaño muestral y el porcentaje de aceptación de los modelos, que oscila entre el 17% y el 19% aproximadamente. La estabilidad en los resultados también queda reflejada en los valores medios de probabilidad asociada a C2, que oscilan entre .056 y .061.

Por otra parte, para RMSEA se observa una disminución en el error Tipo I a medida que el número de sujetos de los modelos es mayor. De hecho, mientras que para muestras con 100 sujetos se rechaza el 74.5% de modelos, para 450 sujetos este porcentaje disminuye al 23.3%. Para muestras con 650 y 850 sujetos el porcentaje de rechazo de modelos teóricos continúa disminuyendo, pues sus valores son del 6.6% y 4.4%, respectivamente. De ahí puede deducirse que el porcentaje de aceptación de los modelos mediante RMSEA va incrementándose conforme aumenta el tamaño de la muestra, de manera que se acepta más de la mitad de modelos teóricos a partir de 250 sujetos. En cuanto a los valores medios de la probabilidad asociada al índice RMSEA, puede observarse que se da una disminución en tales valores a medida que se incrementa el tamaño muestral. De esta manera, mientras que para muestras de 100 sujetos se obtiene un valor medio de 133, para muestras de 850 sujetos tal valor ha disminuido a 043

Anova Multivariante de los factores manipulados Efectos principales y de interacción

Finalmente, con el objetivo de determinar la influencia de los factores manipulados sobre los índices de ajuste, se realizó un anova Multivariante en el que las variables independientes fueron el número de factores, el número de categorías, la asimetría y el tamaño muestral y las variables dependientes fueron las probabilidades del valor Chi-Cuadrado C2 y el índice de ajuste RMSEA (ver Tabla 5) Dado el elevado número de replicaciones realizado, es de esperar que todos los efectos fueran significativos Por ello, se usó la eta cuadrado parcial como medida del tamaño del efecto Cohen (1988) establece que un tamaño del efecto igual o superior a 014 es suficientemente grande como para ser tenido en cuenta; por el contrario, tamaños iguales o inferiores a 001 son pequenos y valores en torno a 006 son medianos Así, nos centraremos en aquellos efectos cuyo tamaño sea igual o superior a 014

 

 

Tal y como se observa en la Tabla 5, no encontramos un efecto relevante para el número de factores y sí para el número de categorías en RMSEA (η2 = 144), el grado de asimetría para C2 (η2 = 186) y RMSEA (η2 = 516) y, tal y como cabría esperar, el tamaño muestral afecta significativamente a RMSEA (η2 = 536)

Descriptivamente, tal y como se ha visto anteriormente, el índice RMSEA aumenta conforme crece el grado de asimetría, de tal manera que solamente son rechazados los modelos con asimetría severa Por otro lado, a medida que aumenta el tamaño muestral RMSEA disminuye significativamente.

Si bien los efectos principales son interesantes, y al menos a nivel descriptivo se han visto en las tablas anteriores, los de interacción no son menos En este sentido, sólo hay un efecto de interacción relevante para la combinación de los niveles de simetría en función del tamaño muestral que afecta a RMSEA (η2 = 197)

En este sentido, cuanto menor es el tamaño muestral del modelo mayor es el valor de RMSEA El valor de RMSEA aumenta en un nivel parecido entre los diferentes tamaños muestrales conforme aumenta el grado de asimetría, excepto para tamaños muestrales pequenos que aumenta en mayor medida que el resto cuando la asimetría es mayor Esta relación se describe en la Figura 1 Como se puede observar, según este índice de ajuste se aceptarían los modelos con distribución de respuestas simétrica, los modelos de 450 a 850 sujetos cuya distribución tiene asimetría moderada (los modelos de 250 sujetos se encuentran próximos al punto de corte de 08) y los modelos de 450 a 850 sujetos con asimetría severa en la distribución de respuestas

 

 

Discusión

De acuerdo con los resultados, el error Tipo I que muestra el índice C2 es siempre mayor que el de RMSEA para cualquiera de los factores experimentales analizados En el caso concreto del tamaño muestral, se hace patente la sensibilidad del estadístico de ajuste χ2 hacia dicho factor experimental, la cual da lugar a que cuando se trabaja con muestras grandes se tienda a rechazar los modelos teóricos propuestos (Bollen, 1989; Hu y Bentler, 1995) De hecho, para cualquiera de los tamaños muestrales analizados, con el índice χ2 de razón de verosimilitud se rechaza aproximadamente el 80% de modelos a prueba En cambio, con el índice RMSEA el porcentaje de rechazo de los modelos disminuye a medida que se incrementa el número de sujetos Por tanto, de acuerdo con RMSEA, para cometer el menor error Tipo I parece recomendable que el tamaño muestral del modelo téorico sea el mayor posible

No obstante, debemos ser cautelosos con la conclusión anterior, pues en el cálculo del índice RMSEA intervienen los grados de libertad y el tamaño muestral En este sentido, cuanto mayor sea el tamaño muestral y los grados de libertad del modelo teórico a prueba, menor será el valor de RMSEA y, por consiguiente, el ajuste será mayor (Kline, 2011; MacCallum, et al, 1996) Por tanto, para interpretar los resultados obtenidos mediante RMSEA habría que atender a la complejidad del modelo, indicada por los grados de libertad (Byrne, 1998)

Respecto a lo anterior, una de las limitaciones del presente estudio es el no haber tenido en cuenta la influencia de la interacción entre diferentes factores experimentales sobre el error Tipo I cometido Así, en la Tabla 3 se observa que cuando la distribución de respuestas de las variables observadas pasa de ser simétrica a tener asimetría moderada, la probabilidad de rechazar los modelos teóricos a prueba sufre un incremento, mucho más marcado para C2 En este sentido, se constata que el test del índice χ2 de razón de verosimilitud, dado que procede del método ML, es también sensible al hecho de que la distribución de las variables observadas se encuentre alejadas de la distribución normal multivariable (Schumacker y Lomax, 1996; Ryu, 2011) aunque también sería interesante conocer la influencia mutua entre, por ejemplo, grado de asimetría y tamaño muestral En relación con ello, otra de las limitaciones del presente estudio relacionadas con el análisis del grado de asimetría radica en que debería haberse tenido en cuenta también la curtosis, como señalan Wright y Herrington (2011)

Otro aspecto que debe tenerse presente acerca del índice χ2 de razón de verosimilitud es el hecho de que dicho índice se basa en la distribución central de χ2 Esto significa que se asume un ajuste perfecto del modelo teórico propuesto, es decir, que se mantiene la hipótesis nula de la prueba estadística vinculada a dicho índice de ajuste (Byrne, 1998) En la práctica, cualquier pequeño desajuste del modelo propuesto unido a un tamaño muestral elevado va a incrementar la probabilidad de que tal modelo sea rechazado (Barbero et al, 2011) En este punto caber recordar que la potencia de la prueba χ2 se interpreta como la probabilidad de descubrir restricciones incorrectas o parámetros que deban ser añadidos en el modelo (Batista y Coenders, 2000) En relación con ello, Fadlelmula (2011) indica que la aceptación o el rechazo de la hipótesis nula para determinar si un modelo tiene buen ajuste se interpreta de manera diferente de acuerdo con el nivel de potencia Consecuentemente, sería interesante incorporar el estudio de la potencia en futuros trabajos de simulación donde se comparen modelos mal especificados con modelos bien especificados En esta línea, en el estudio de Nestler (2013) se comparan entre sí diferentes métodos de estimación aplicados a modelos cuyos ítems son de respuesta dicotómica

En cuanto al método de estimación utilizado en el presente estudio, ULS contribuye a que los resultados del índice RMSEA no estén distorsionados aunque el tamaño muestral sea elevado (Simsek y Noyan, 2012)

En resumen, cuando se utiliza ULS hay que tener en cuenta que cuando los modelos presenten muchas dimensiones latentes, las variables de respuesta tengan pocos puntos de respuesta y sean asimétricas es probable que, aunque el modelo sea correcto, sea rechazado según C2 Por otro lado, cuando los ítems presenten pocos puntos de respuesta, sean asimétricos y el tamaño muestral sea reducido, es probable que RMSEA aconseje rechazar el modelo aun cuando sea correcto Un aspecto a destacar es que, si bien las dimensiones simuladas estaban incorrelacionadas, en ámbitos como la Psicología es frecuente que los conceptos medidos guarden una relación oblicua, esto es, estén relacionados entre sí, compartiendo algún porcentaje de variabilidad.

Por dar algunas recomendaciones prácticas que deberían ser tenidas en cuenta a la hora de interpretar RMSEA y C2 en función del modelo que se esté evaluando, podemos indicar que:

1. RMSEA es un índice de ajuste que funciona correctamente independientemente del número de factores y que mejora conforme aumentan el número de puntos de respuesta de la escala y el tamaño muestral Sin embargo, a mayor asimetría, empeora su comportamiento.

2. C2 es relativamente independiente del número de sujetos y mejora conforme se incrementa el número de factores y el grado de asimetría No obstante, empeora cuando crece el número de puntos de respuesta de la escala.

3. De acuerdo con RMSEA, se aceptan modelos teóricos cuyo tamaño muestral oscila entre 450 y 850 sujetos, con independencia del grado de asimetría que presente la distribución de respuestas Sin embargo, es necesario que dicha distribución sea simétrica para que se acepten los modelos con muestras a partir de 100 sujetos.

En cualquier caso, es necesario obtener información complementaria acerca de la potencia del estudio para determinar si el modelo teórico propuesto encaja con los datos empíricos.

 

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Dirección para correspondencia:
Francisco Pablo Holgado Tello
Universidad Nacional de Educación a distancia
Email: pfholgado@psi.uned.es

Recibido: 09 de abril de 2015
Aceptado: 24 de mayo de 2015

^rND^sBollen^nK A^rND^sBarb^nK H^rND^sBrowne^nM W^rND^sCudeck^nR^rND^sCoenders^nG^rND^sSaris^nW E^rND^sDiStefano^nC^rND^sFadlelmula^nF K^rND^sFlora^nD B^rND^sCurran^nP J^rND^sFinney^nS J^rND^sDiStefano^nC^rND^sGarnefski^nN^rND^sKraaij^nV^rND^sHolgado^nF P^rND^sMoscoso^nS^rND^sBarbero^nM I^rND^sSanduvete^nS^rND^sHolgado^nF P^rND^sChacón^nS^rND^sBarbero^nI^rND^sVila^nE^rND^sHu^nL^rND^sBentler^nP M^rND^sJennrich^nR^rND^sSatorra^nA^rND^sJohnson^nD R^rND^sCreech^nJ C^rND^sJung^nS^rND^sKatsikatsou^nM^rND^sMoustaki^nI^rND^sYang-Wallentin^nF^rND^sJöreskog^nK G^rND^sLiu^nX S^rND^sMcCallum^nR C^rND^sBrowne^nM W^rND^sSugawara^nH M^rND^sMuthén^nB^rND^sKaplan^nD^rND^sNestler^nS^rND^sO'Brien^nR M^rND^sRyu^nE^rND^sSatorra^nA^rND^sBentler^nP M^rND^sSavalei^nV^rND^sRhemtulla^nM^rND^sSimsek^nG G^rND^sNoyan^nF^rND^sWright^nD B^rND^sHerrington^rND^sYang-Wallentin^nF.^rND^sJöreskog^nK. G.^rND^sLuo^nH.^rND^sZumbo^nB D^rND^1A01^nM.ª Rosario^sGarcía-Viedma^rND^1A02^nSara^sFernández-Guinea^rND^1A01^nRafael^sMartos^rND^1A01^nAna Raquel^sOrtega Martínez^rND^1A01^nM.ª Rosario^sGarcía-Viedma^rND^1A02^nSara^sFernández-Guinea^rND^1A01^nRafael^sMartos^rND^1A01^nAna Raquel^sOrtega Martínez^rND^1A01^nM. ª Rosario^sGarcía-Viedma^rND^1A02^nSara^sFernández-Guinea^rND^1A01^nRafael^sMartos^rND^1A01^nAna Raquel^sOrtega Martínez

 

 

Una Tarea de Generación Aleatoria con Mínimas Demandas de Memoria para la Enfermedad de Alzheimer Leve

A random generation task with minimum memory requirements for mild Alzheimer's disease

 

 

M.a Rosario García-Viedma1, Sara Fernández-Guinea2, Rafael Martos1 y Ana Raquel Ortega Martínez1

1 Universidad de Jaén
2 Universidad Complutense de Madrid

Dirección para correspondencia

 

 


RESUMEN

Los pacientes con enfermedad de Alzheimer leve muestran dificultades para realizar actividades cotidianas debidas a la afectación del control atencional, las cuales describen diferencias cualitativas significativas entre el envejecimiento normal y el patológico. Las tareas de generación aleatoria permiten valorar esta capacidad; sin embargo, su utilización en personas mayores y con EA puede estar sesgada por las demandas de memoria que imponen. Interesados en evaluar específicamente el control atencional en estos sujetos, diseñamos una tarea de generación aleatoria manual con mínimas exigencias de memoria. Se aplicó a un grupo de personas mayores sanas y a un grupo de pacientes con EA inicial. Los resultados revelaron diferencias significativas entre ambos grupos en distintos índices de aleatorización, mostrando los pacientes más dificultades para evitar secuencias estereotipadas y cambiar de estrategias. Estos resultados confirman que esta tarea permite valorar de modo delimitado el control atencional en individuos mayores, y discriminar entre el envejecimiento normal y el inicio de la EA. Por tanto, la tarea de generación aleatoria manual podría considerarse en la detección temprana de la EA.

Palabras clave: control atencional, memoria, generación aleatoria, enfermedad de Alzheimer, envejecimiento.


ABSTRACT

Mild Alzheimer's disease patients show difficulties in everyday activities caused by attentional control involvement. They reveal qualitative differences between normal and pathological aging. Random generation tasks have been proposed as sensitive test to assess this attentional ability; however, their application to elderly people and AD patients could be biased by memory demands. In order to specifically evaluate attentional control in these subjects, we design a manual random generation task, with minimum memory requirements. It was applied to both healthy elderly people and patients with mild AD. The achieved results revealed significant differences between both groups on the diverse random indexes, showing AD patients more difficulties when interruption or avoiding answering patterns or stereotyped sequences is required, and also in switching strategies. These findings confirm that this manual random generation task allow to evaluate attentional control in a delimited way in elderly people. Besides, it is sensitive in normal aging and neurodegenerative process discrimination. Then, manual random generation tasks could be proposed in early diagnosis of Alzheimer's disease.

Key words: attentional control, memory, random generation, Alzheimer's disease, aging.


 

Introducción

Los pacientes con enfermedad de Alzheimer (EA) en las fases iniciales, muestran dificultades para llevar a cabo con éxito actividades de la vida cotidiana, como por ejemplo, mantener una conversación con varias personas (Alberoni, Baddeley, Della Sala, Logie y Spinnler, 1992), comprar diversos artículos en lugares diferentes (Shallice y Burgess, 1991), revisar las vueltas (Martini, Domahs, Benke y Delazer, 2003), conducir o desplazarse por lugares poco conocidos (Duchek, Hunt, Ball, Buckles y Morris, 1998). Estas manifestaciones clínicas características del inicio de la EA estarían señalando la afectación temprana de la capacidad de control atencional, e indicando diferencias cualitativas significativas con las personas mayores sanas. Esta observación tiene importantes repercusiones en el ámbito clínico, donde uno de los objetivos principales de la investigación actual es detectar rasgos del procesamiento cognitivo distintivos del inicio de la EA y desarrollar pruebas de evaluación que sean sensibles a los mismos.

El control atencional es un mecanismo complejo que está implicado en las tareas que son nuevas, demandantes o que no se pueden realizar de manera automática (Norman y Shallice, 1986). Se ha descrito en modelos cognitivos como el de memoria de trabajo de Baddeley (1986), en el que el Ejecutivo Central (EC) se establece como un mecanismo de control. Actualmente se considera que el EC podría fraccionar en los siguientes subcomponentes (Baddeley, 1996; Miyake et al., 2000): a) control inhibitorio, b) coordinación de diferentes tareas o canales de procesamiento, c) cambio de configuración mental, y d) actualización de la memoria de trabajo.

Una de las pruebas que se ha recomendado para valorar los posibles trastornos del EC, y especialmente el control atencional, es la tarea de generación aleatoria (tarea GA) (Baddeley, 1996; Evans, 1978). En estas tareas se pide a los sujetos que emitan secuencias aleatorias de respuesta; por ejemplo, los sujetos deben generar una cadena de letras o números al azar. Su ejecución implica varios procesos, como son: a) mantener la información sobre las instrucciones y el set de respuesta en la memoria; b) integrar esta información y mantenerla en la memoria de trabajo para producir secuencias aleatorias; c) seleccionar estrategias nuevas para mantener la secuencia tan aleatoria como sea posible; d) comprobar que las secuencias no se ajustan a un patrón reconocible o familiar, y si no es así, cambiar de estrategia; y e) inhibir respuestas estereotipadas (p.e. "1,2 3" o "A,B,C") y la repetición de respuestas de forma consecutiva (p. e. 9,9,9,5.) (Baddeley, Emslie, Kolodny y Duncan, 1998; Friedman y Miyake, 2004; Miyake et al., 2000; Peters, Giesbrecht, Jelicic y Merckelbach, 2007; Towse y Neil, 1998).

Baddeley (1986) sugirió que estas tareas requieren altos niveles de implicación del EC, y se han vinculado principalmente a las operaciones de control inhibitorio y cambio de configuración mental (Baddeley, 1998; Friedman y Miyake, 2004). En este sentido, existe un amplio consenso en cuanto al papel que este mecanismo de control tiene en la conducta implicada en las tareas GA (p.e. Azouvi, Jokic, Van der Linden, Marlier, y Bussel, 1996; Baddeley, 1996; Logie, Gilhooly y Wynn, 1994; Pollux, Wester y De Haan, 1995; Towse y Valentine, 1997). Además, dicha implicación se da independientemente de la versión utilizada para su exploración; por ejemplo, utilizar letras o números como material de respuesta, el número de alternativas de respuesta disponibles,. (p.e. Daniels, Witt, Wolff, Jansen y Deuschl, 2003; Joppich et al., 2004; Towse, 1998).

Las tareas GA comenzaron a utilizarse en el contexto evolutivo (Rabinowitz, Dunlap, Grant & Campione, 1989), y desde entonces se ha incrementado su reconocimiento y aplicación en la evaluación del procesamiento cognitivo de los adultos sanos (Lemaire, Abdi y Fayol, 1996; Logie, Gilhooly y Wynn, 1994), en psicología clínica, en la esquizofrenia (Salamé y Danion, 2007) o en autismo (Williams, Moss, Bradshaw y Rinehart, 2002), y en personas con lesiones cerebrales, como enfermos de Parkinson (Robertson, Hazlewood y Rawson, 1996), o pacientes con síndrome de Korsakoff (Pollux, et. al., 1995). Entre estos últimos estudios destaca el de Brugger, Monsch, Salmon y Butters (1996), por ser el único hasta el momento en estudiar el control atencional en pacientes con EA utilizando una tarea GA. Estos autores aplicaron una tarea GA oral ("Mental Dice Task", MDT) a un grupo de pacientes con EA y a un grupo de mayores sanos. Los resultados obtenidos mostraron que ambos grupos evitaban en la misma medida las repeticiones. Sin embargo, los pacientes producían secuencias que se caracterizaban por una "sobre-representación" de secuencias ordinales (p.e., 3,4,5...). Es decir, estos sujetos eran menos capaces de suprimir el conteo (p.e. 5,6,...), que es la forma más automatizada de generar secuencias de dígitos. Sin embargo, no se diferenciaban de los mayores sanos en cuanto a la utilización de formas menos automatizadas o familiares de ordenar los dígitos, como es el conteo hacia atrás. En otras palabras, la ejecución de los pacientes era menos aleatoria que la del grupo control y se ajustaba más a patrones de respuesta "pre-establecidos".

Los datos obtenidos por Brugger et. al. (1996) son consistentes con los de estudios previos que han informado de la presencia de dificultades relacionadas con el control atencional en estadios iniciales de la enfermedad utilizando otras pruebas (p.e. tareas stroop, tareas go/no-go, paradigma dual, Wisconsin Card Sorting Test-WCST, ...) (Belleville, Chertkow y Gauthier, 2007; Baddeley, Baddeley, Bucks y Wilcox, 2001; Della Sala y Logie, 2001; Perry y Hodges, 1999; Perry, Watson y Hodges, 2000; Splieler, Balota y Faust, 1996; Amieva, Phillips, Della Sala y Henry, 2004).

Sin embargo, la valoración del control atencional en pacientes con EA utilizando tareas GA podría verse sesgada por las propias demandas de memoria que impone la tarea. Como se ha señalado previamente, las tareas GA requieren mantener la información sobre las instrucciones y el set de respuesta en la memoria, e integrar esta información y mantenerla en la memoria de trabajo para producir secuencias aleatorias, entre otros procesos. Teniendo en cuenta los problemas de memoria que presentan las personas con EA (Grady et al., 1988; Jacobs, Dooneief, Marder, Bell y Sterm, 1995; Morris, 1994; Price et al., 1993; Zec,1993), el pobre rendimiento de estos sujetos en tareas GA podría estar mediado por las alteraciones de memoria, y no se podría determinar si estas dificultades se deben exclusivamente a déficit relacionados con el control atencional.

Por todo ello, nos planteamos realizar un estudio para analizar si los pacientes con EA siguen mostrando una afectación del control atencional a pesar de la reducción de las demandas de memoria en las tareas GA. De este modo, podríamos valorar si una prueba breve y sencilla, que evaluara de manera más específica la capacidad de control atencional, pudiera ser sensible en la distinción del envejecimiento normal con el inicio de una enfermedad neurodegenerativa, como es la EA.

Para ello diseñamos una tarea GA manual. Las tareas de GA manual son formalmente equivalentes a las de modalidad oral (Baddeley, 1998). Sin embargo, las tareas de generación manuales reducen la carga de memoria, ya que el sujeto tiene un referente externo de las alternativas de respuesta disponibles, en contra de lo que sucede en las orales, en las cuales las alternativas de respuesta no están disponibles durante su ejecución, y los sujetos deben mantener esta información en su memoria. Así, la única información que tendrían que mantener los pacientes serían las instrucciones de la actividad, lo que implica menores demandas de memoria y de control atencional que las tareas de generación oral. De este modo, si las alteraciones en la capacidad del control atencional están en la base de las dificultades mostradas por los pacientes con EA en la realización de las tareas GA, y si la afectación de esta habilidad cognitiva permitiera distinguir a las personas mayores sanas de los pacientes, esperaríamos que la realización de esta tarea GA con mínimas demandas de memoria se caracterizase por ser menos aleatoria en los pacientes con EA que en los mayores sanos, indicando el deterioro del control atencional en estos pacientes.

 

Método

Participantes

En este estudio participaron 14 pacientes con un diagnóstico de probable EA según los criterios del DSM-IV-R (APA, 2002) y los de NINCDS-ADRDA (McKhann et al., 1984), y 14 personas mayores sanas.

La muestra de pacientes con EA constaba de 10 hombres y cuatro mujeres. La edad media era 75.7 años (Dt=5.8), y el nivel de estudios medio era educación primaria (57% del grupo). Los pacientes con EA procedían de la Unidad de Neurología del Hospital "Ciudad de Jaén" (España) y de la "Asociación de Familiares de Enfermos de Alzheimer La Estrella" de Jaén. En ambos casos los pacientes habían sido diagnosticados por neurólogos especialistas en demencias.

El grupo control comprendía seis hombres y ocho mujeres, con una edad media de 72.6 años (Dt=7.2), y un nivel académico medio correspondiente a educación primaria (64% del grupo). T pertenecen a la misma comunidad que los pacientes con EA. Ninguno de ellos puntuaba por debajo del punto de corte de los siguientes instrumentos: Miniexamen Cognoscitivo de Lobo, Esquerra, Burgada, Sala y Sevá (1979), Escala de Demencia de Blessed, Tomlinson y Roth (1968) y Escala de Depresión Geriátrica de Yesavage et al. (1983).

Ambos grupos eran homogéneos en cuanto a edad, [F(1,26)=1.519, p=.229], género, [?2(1)=2.333, p=.126], nivel educativo, [?2(3)=1.535, p=.675], y depresión [F(1,26)=.985, p=.330]; mientras diferían significativamente en las medidas del Miniexamen Cognoscitivo, [F(1,26)=50.425, p=.000], y de la Escala de Demencia, [U=.000, p=.000] (véase tabla 1). Tal y como puede observarse en la tabla 1, hay que destacar el hecho de que los pacientes con EA se encontraban en una fase muy inicial de la enfermedad.

 

 

Los criterios de exclusión para los dos grupos eran alcoholismo, presencia o historia de una enfermedad mental crónica, desórdenes neurológicos o cerebrovasculares, presencia de una enfermedad sistémica que afecte a la cognición, y deficiencias significativas en la movilidad de las manos. Todos tenían una visión y una audición normal o corregida.

Todos los participantes colaboraron de forma voluntaria y dieron su consentimiento informado de acuerdo a la declaración de Helsinki (World Medical Association, 2004). El estudio fue aprobado por el Comité Ético del "Hospital Ciudad de Jaén".

Materiales y apartados

La tarea consistía en generar manualmente los dígitos de uno a cinco de forma aleatoria durante dos minutos y 45 segundos, con una razón de emisión de un dígito cada 1000 milisegundos que era determinada por la presentación de un tono (Tono.wav).

El sujeto era instruido para producir sus respuestas, presionando las teclas numeradas con el mismo dedo de su mano dominante, de la forma más aleatoria posible.

La tarea fue diseñada con el programa E-prime v 1.1 (Schneider, Eschman y Zuccolotto, 2002). Para la presentación de las instrucciones, los estímulos y el registro de las latencias de respuesta se utilizó un ordenador portátil convencional conectado a una caja de respuestas, con una precisión de registro de milisegundos, y con cinco botones de respuesta numerados del uno al cinco (éstas eran las únicas teclas hábiles en el ordenador). La pantalla del ordenador permanecía en negro durante toda la tarea, excepto durante las instrucciones, que permanecía en blanco con el texto en negro y Courier New 18.

El programa RgCalc para Windows 95 (Towse y Neil, 1998) se utilizó para obtener los diferentes índices de la conducta de aleatorización y que constituyen las medidas utilizadas:

1. Redundancia: la redundancia (R) en una secuencia aleatoria está determinada por el grado de desviación con respecto a una generación aleatoria ideal en la que estén igualadas las frecuencias de todas las alternativas de respuesta. Este valor se expresa como un porcentaje, una R de 0% indica no redundancia (igualdad perfecta de las frecuencias de las alternativas de respuesta), y una R de 100% indica una completa redundancia (la misma alternativa de respuesta es utilizada consecutivamente).

2. Frecuencia de producción de cada alternativa de respuesta.

3. Puntuación "coupon": hace referencia al número medio de respuestas dadas antes de utilizar todas las alternativas de respuesta disponibles.

4. Generación de números aleatoria ("random number generation" - RNG): describe la distribución de pares de respuestas o digramas. Esta medida se basa en las respuestas contiguas, en cómo de frecuente una alternativa de respuesta sigue a otra. La puntuación final tiene un rango entre cero (igualdad perfecta de la distribución de digramas) y uno (predictibilidad completa de los pares de respuestas).

5. "Coeficiente Guttmann´s Null Scrore" (NSQ): relacionado con el número de digramas omitidos.

6. Adyacencia (A): es una medida de la frecuencia de digramas en orden ascendente (1-2, 3-4...) o descendente (2-1, 5-4,...).

7. Índice de punto de cambio ("Turning Point Index" - TPI): hace referencia al número de respuestas que marcan un cambio entre secuencias ascendentes o descendentes.

8. Longitud de fase ("Phase Lenght"-PL): longitud del intervalo entre dos puntos de cambio.

9. "Runs": hace referencia a la variabilidad en la longitud de las fases.

10. Diferencias de primer orden ("First-Order Difference" - FOD): esta medida refleja la diferencia aritmética entre cada respuesta y su valor precedente. La distribución resultante apuntaría la estrategia aritmética que subyace a las elecciones de respuesta (el conteo hacia delante se reflejaría en valores positivos y el conteo hacia atrás en valores negativos). También ilustran la evitación de repeticiones de respuestas inmediatas, dichas repeticiones se observan en FOD de cero.

11. Distancia de repetición (DR): muestra la distribución de las distancias entre ítems repetidos. Por ejemplo: en la secuencia "2, 3, 7, 8, 8, 7, 2, 3, 2", la respuesta "2" se repite después de una longitud de seis y de otra longitud de dos. La respuesta "3" después de una longitud de seis, la "7" de tres y la "8" de uno.

12. "Gap Repetition" (GP): son medidas cuantitativas de la repetición que pueden obtenerse de la tabla de distancias de repetición; en concreto, la media, la mediana y la moda.

13. Índice Phi: es una medida de la tendencia de repetición sobre diferentes longitudes.

14. Análisis de Digramas Intercalados ("Analysis of Interleaved Digrams"-RNG2): esta puntuación describe la distribución de pares de respuesta intercalados.

Procedimiento

Durante las instrucciones se indicaba que había que elegir (presionando las teclas que contenían los dígitos) los números del uno al cinco de la forma más aleatoria posible. Basándonos en Baddeley (1986), se describió la selección aleatoria como:

"Imagine una bolsa con cinco bolas (cada una con un número del uno al cinco). Usted debe coger una, decir el número que contiene y devolverla, sacar otra y repetir el mismo procedimiento hasta finalizar la tarea".

Se hizo hincapié en utilizar siempre el mismo dedo de su mano dominante para dar la respuesta. Además, se indicó que sólo debían responder tras la emisión del tono y esperar hasta el siguiente tono para realizar su próxima elección.

La tarea comenzaba con un bloque con 30 ensayos de práctica y a continuación le seguían los ensayos experimentales. El tono se presenta cada 1000 milisegundos, siendo la razón de respuesta de un segundo. El bloque experimental tiene una duración de dos minutos y 45 segundos.

Cada ensayo se iniciaba con la presentación del tono, tras el cual el participante debía responder presionando el botón que contenía el número que había elegido.

Diseño y análisis de resultados

Los índices de aleatoriedad se obtuvieron con el programa RgCalc (Towse y Neil, 1998). Se utilizó un diseño unifactorial entre-grupos. Para aquellas variables que cumplieron con el supuesto de homogeneidad de varianzas (prueba de Levene) se llevó a cabo un análisis de varianza unifactorial (anoVA) para cada una de las medidas; para las que no cumplieron dicho supuesto se utilizaron pruebas no paramétricas (U de Mann-Withney).

 

Resultados

Los resultados mostraron la existencia de diferencias significativas entre ambos grupos en los siguientes índices de aleatorización: Diferencias de primer orden (FOD) y Distancia de repetición (DR).

Con respecto a las FOD, los mayores obtienen una mayor puntuación en FOD -3 que los pacientes con EA [F(1,26) = 5.676, p=.025]. Mientras los pacientes con EA obtienen mayor puntuación que los controles en FOD 0 [U= 49.5, p=.023] (véase figura 1).

 

 

Finalmente, en DR, los mayores muestran una mayor puntuación que los pacientes con EA en Longitud 4 [F(1,26)=5.788, p=.024], mientras los pacientes con EA la obtienen en Longitud 1 [U= 42, p=.009] (véase figura 2).

 

 

No se hallaron diferencias significativas en el resto de índices de aleatorización (p>.05).

 

Discusión

El objetivo de este trabajo era valorar si los pacientes con EA siguen mostrando una afectación del control atencional a pesar de la reducción de las demandas de memoria en las tareas GA. Los resultados obtenidos mostraron la existencia de diferencias significativas entre ambos grupos en los índices de aleatorización: Diferencias de primer orden (FOD) y Distancia de repetición (DR). Mientras los mayores sanos obtenían una mayor puntuación en FOD -3 y DR 4, los pacientes con EA obtenían una mayor puntuación en FOD 0 y DR 1. Estas medidas proporcionan información relevante en cuanto a cómo se comportan ambos grupos cuando tienen que generar secuencias aleatorias.

La medida FOD informa de la estrategia aritmética que subyace a las elecciones de repuesta, así el conteo hacia delante se refleja en valores positivos, el conteo hacia atrás en valores negativos y una diferencia de cero indica la repetición de la misma respuesta. Los resultados muestran que los mayores obtienen una mejor puntuación en el uso de la estrategia de conteo hacia atrás, lo cual se refleja en la medida FOD -3, y que los pacientes con EA tienden más a la repetición, hecho que se manifiesta en la medida FOD 0. Por lo que respecta a la medida DR, ésta muestra la distribución de las distancias entre ítems repetidos, de tal forma que cuanto mayor sea la distancia más respuestas se dan entre la elección de una misma alternativa de respuesta (p.e. en la secuencia 2, 3, 5, 2, la distancia de repetición sería de tres), mientras que una DR de uno informaría de la repetición de la misma respuesta (p.e. 3, 5, 5, 2). Los resultados indican que los mayores tienden a repetir menos el mismo ítem (mayor puntuación en distancia cuatro), mientras que los pacientes con EA repiten más el mismo dígito (mayor puntuación en distancia de repetición uno).

A partir de estos datos podemos señalar, por un lado, que los pacientes con EA leve tienden a repetir respuestas consecutivas en mayor medida que las personas mayores sanas. Este patrón de respuesta, que se aleja de los requerimientos de la conducta de aleatorización, reflejaría las dificultades que estos sujetos presentan para inhibir la respuesta dada previamente. Por otro lado, los resultados también indican que los mayores sanos utilizan en mayor medida que los pacientes la estrategia de conteo hacia atrás. El uso de estrategias de respuesta implica que la conducta está gobernada por reglas, lo cual no se corresponde con los requerimientos de las tareas GA, esto es, generar al azar una secuencia de respuestas. Por lo que utilizar estrategias para generar las respuestas reflejaría una conducta no aleatoria.

Tanto el grupo de mayores sanos como el de pacientes con EA presentan dificultades para generar secuencias aleatorias. En el caso de los pacientes las dificultades se relacionan con la capacidad para inhibir las respuestas dadas previamente; mientras que en el caso de los mayores los problemas se vinculan con el uso de estrategias de respuesta como el conteo. Es cierto que el conteo hacia delante y hacia atrás conlleva el uso de reglas, pero es necesario establecer una diferenciación importante. Mientras el conteo hacia delante es la forma más automática de generar secuencias de números, el conteo hacia atrás es una estrategia menos aprendida o automatizada de emitir números, y por lo tanto no implicaría una respuesta tan estereotipada como el conteo hacia adelante. De hecho, distintas pruebas que requieren la emisión de las respuestas en orden inverso son utilizadas para valorar procesos relacionados con el control atencional, como son el Test de Dígitos del WAIS-III (Wechsler y Kaufman, 2001) y el Test de Control Mental de la Escala de Memoria de Wechsler-III (Wechsler, 2004). De esta forma, la ejecución de los mayores se aleja de la aleatorización haciendo uso de estrategias que requieren respuestas no estereotipadas en mayor medida que los pacientes. Pero al mismo tiempo, el mayor uso de la estrategia de conteo hacia atrás por parte de los mayores sanos estaría apuntando que los pacientes con EA leve mostrarían dificultades para hacer uso de estrategias de respuesta no automatizadas, lo cual refleja déficit relacionados con el control atencional. Así, la comparación de la ejecución de ambos grupos indica que las personas con EA inicial presentan dificultades relacionadas con el control atencional.

Un aspecto a resaltar es el hecho de que a pesar de la existencia de distintas medidas de aleatorización, no se dan diferencias significativas entre ambos grupos de forma generalizada. Este hecho estaría reflejando, por un lado, la existencia de diferentes componentes cognitivos a la base de la conducta de generación aleatoria (Ginsburg y Karpiuk, 1994; Miyake et al., 2000). Por otro lado, estos resultados también apuntarían que no todas las medidas serían igual de sensibles en los inicios de la EA para valorar diferentes aspectos implicados en la conducta de aleatorización, como son la inhibición de repuestas prepotentes o de la misma respuesta de forma repetida, o la tendencia a utilizar todas las alternativas de respuesta disponibles.

Es importante destacar que nuestros resultados están en la línea del trabajo de Brugger et al. (1996), en ambos estudios se observa un rendimiento más bajo en el caso de pacientes con EA leve. Sin embargo, en nuestro estudio no observamos diferencias significativas en los índices de aleatorización utilizados por ellos: NSQ o número de pares de respuesta omitidos, y RNG o frecuencia con la que una alternativa de respuesta sigue a otra. Además, al contrario de lo observado en el presente trabajo, Brugger et al. encuentran que ambos grupos no difieren en el número de repeticiones y en el uso del conteo hacia atrás; y los pacientes utilizan en mayor medida el conteo hacia delante. Las discrepancias observadas entre ambos estudios podrían estar relacionadas con las diferencias entre ambas versiones de la tarea. En este sentido, Towse (1998) ha señalado que las medidas de aleatorización son afectadas diferencialmente por variables como el tipo de tarea, la velocidad a la que hay que emitir la respuesta y el número de alternativas de respuesta disponibles. Puesto que la tarea utilizada por Brugger et al. y nuestra tarea implican la misma velocidad de respuesta (1 respuesta cada segundo) y un set de respuesta similar (los dígitos uno a seis en el caso de Brugger et al., y los dígitos uno a cinco en nuestra tarea), la única variable que podría explicar las discrepancias entre los resultados de ambos estudios es la diferencia en las demandas de memoria que conlleva cada una de ellas. En el estudio de Brugger et al. deben mantener el set de respuesta en la memoria, mientras en nuestra tarea los sujetos tienen un referente externo de las alternativas de respuesta durante la realización de la tarea.

Los datos confirmarían que los pacientes con EA muestran una ejecución menos aleatoria en la tarea que los mayores. Parece que los requerimientos de aleatorización, que demandan continuamente interrumpir o evitar patrones de respuestas o secuencias estereotipadas y cambiar la estrategia de recuperación de la información, plantean más dificultades a los pacientes. Así, se confirma la hipótesis de que los problemas de control atencional siguen estando presentes en los pacientes con EA leve a pesar de disminuir las demandas de memoria en las tareas GA.

Nuestros resultados apoyan otros estudios que también han encontrado dificultades relacionadas con el control atencional en pacientes con EA utilizando otro tipo de tareas (p.e. paradigma stroop, paradigma dual, Trail Making Test - TMT, paradigma task-switching...) (Amieva et al., 2004; Baddeley et al., 2001; Balota y Faust, 2001; Belleville et al., 2007; Della Sala y Logie, 2001; Perry y Hodges, 1999; Perry et al., 2000; Splieler et al., 1996). Por tanto, los problemas de control atencional permiten diferenciar a los mayores sanos de los pacientes con EA, y se podría considerar como un posible marcador cognitivo de la EA, lo que sería necesario estudiar con más detalle en futuras investigaciones. Del mismo modo, la tarea GA manual parece ser sensible para valorar estos déficit. Con el objetivo de favorecer su utilización en el ámbito clínico como una prueba en la detección temprana del proceso neurodegenerativo, sería conveniente realizar en un futuro cercano una versión de la misma para que en su aplicación no fuera necesario disponer de un ordenador.

 

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Dirección para correspondencia:
María Rosario García-Viedma
Universidad de Jaén
Email: mrgarcia@ujaen.es

Recibido: 20/04/2015
Aceptado: 23/06/2015

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