Psicothema, 2002. Vol. Vol. 14 (nº 3). 637-642

Pedro Solís-Cámara R., Marysela Díaz Romero, Yolanda Medina Cuevas^*, Lorena Barranco Jiménez^*, Hazel Montejano García^* y Alma Tiscareño López^*

Instituto Mexicano del Seguro Social y ^* Universidad Galilea

Este trabajo analiza la estructura factorial de la Escala de Comportamientos para Madres y Padres con Niños Pequeños (ECMP); este instrumento es una adaptación al castellano del Parent Behavior Checklist, que evalúa las prácticas paternas. Se seleccionó una muestra representativa de niños (1.0-5.11 años), de una Cd. de México. La ECMP fue contestada por las mamás (n= 982), o por los papás (n= 618) de esos niños. Los análisis factoriales permitieron identificar una versión de la ECMP con 99 ítems y tres factores con valores eigen mayores de uno (i.e., expectativas, disciplina y crianza); el porcentaje de varianza explicada por los tres factores fue de 31.8. El coeficiente alfa total fue de .95. Estos resultados indican que la estructura factorial y la consistencia interna de la ECMP son adecuadas. Además, como apoyo adicional de la adecuación de la ECMP, se presentan comparaciones entre mamás y papás y entre padres con niños de diferente edad.

Factor Structure and Properties of a Measure of Parenting Young Children (ECMP). This study analyzes the factor structure of a measure of parenting young children (ECMP); this instrument is a Spanish version of the Parent Behavior Checklist. A representative sample of children aged between one yr. and five yrs. 11 months was drawn from an urban area of Mexico. The ECMP was administered to mothers (n= 982) or fathers (n= 618) of the selected children. Factor analysis identified a version of the scale with a pool of 99 items, and three legitimate factors with eigenvalues greater than one (i.e., expectations, discipline and nurturing); the three factors accounted for 31.8 percent of the variance. The coefficient alpha value for the scale was: .95. The present results provide evidence of the adequate factor structure and internal consistency of the ECMP. Further support for the adequacy of the ECMP is reported via comparisons between mothers´ and fathers´ scores, and between parents of different-aged children.

La crianza ha representado un reto y un problema individual y social desde los tiempos antiguos (DeMausse, 1974). El estudio de estilos y prácticas de crianza de los padres de familia ha sido tema de considerable interés para los científicos del comportamiento humano desde hace décadas (Bell, 1979).

Una de las tareas más complejas en el estudio de este tema ha sido el de la evaluación. Durante los años 60’s y 70’s, la tendencia principal en el trabajo de evaluación se concentró en el niño problema; posteriormente ha habido esfuerzos importantes para incluir en la evaluación a toda la familia del niño. Actualmente queda claro que una sola medida o herramienta no es suficiente para proporcionar una imagen completa y exacta del funcionamiento familiar (Hayden et al., 1998). Por esto es relevante desarrollar un extenso número de métodos y enfoques de valoración.

Algunos de los métodos más favorecidos han sido la entrevista, la observación directa, la valoración de las actitudes maternas y paternas, y la utilización de escalas que incluyen listas de comportamientos. Este último método de valoración mide las percepciones de los padres de familia acerca de los comportamientos promedio o problemáticos de sus hijos. Estas escalas tienen varias ventajas: enuncian descripciones objetivas de los comportamientos, en contraste con las medidas actitudinales, se fundamentan en la literatura profesional, y suelen tener propiedades psicométricas muy adecuadas. A pesar de que presentan la desventaja de que se basan en las percepciones de los padres, estas escalas son prácticas y sencillas de usar en los consultorios y en los estudios con familias. Algunas de las escalas más reconocidas en el mundo, como la Child Behavior Checklist (Achenbach, 1991), fueron desarrolladas con este método.

En los países hispanoamericanos se observa la ausencia de instrumentos de evaluación de padres con niños pequeños; aunque existen esfuerzos dirigidos a la evaluación de infantes (González, Hidalgo, Carranza y Ato, 2000). Una ausencia semejante ocurre a nivel mundial en cuanto a la evaluación de prácticas de crianza con niños pequeños. En nuestra revisión de la literatura, el único instrumento encontrado para la evaluación exclusiva del comportamiento de madres y padres con niños pequeños fue el Parent Behavior Checklist (PBC; Fox, 1994).

El PBC considera el desarrollo del niño como resultado de una interacción dinámica y evolutiva entre la estructura física del niño y su experiencia única ambiental. Este modelo aplicado a los padres requiere que se consideren dos aspectos esenciales en las experiencias del niño. En primer lugar, las expectativas que los padres tienen para sus hijos, las cuales a su vez influyen en su comportamiento, por ejemplo: si una madre cree que el niño deber ser entrenado para ir al baño al año y medio de edad, ella emplearía métodos diferentes para lograr esto que un padre con expectativas más bajas. En segundo lugar, y en relación con cómo se comportan los padres con sus hijos, se considera la influencia de las experiencias que los padres proveen a sus hijos (tal como leerle a la niña) y la respuesta de los padres hacia el comportamiento de los niños (tal como celebrar los talentos del niño o regañarlo porque está llorando).

Teniendo presente este concepto de desarrollo ambiental, Platz, Fox y Rodríguez (1992) utilizaron un método empírico inductivo para el desarrollo del PBC; esta metodología requirió la generación de descriptores de los dos factores ambientales mencionados antes. Los descriptores fueron probados con una población representativa de padres de familia y los datos fueron analizados con subescalas empíricamente determinadas. A través del análisis factorial se identificaron tres factores: el primero indicaba la medida de las expectativas del desarrollo de los padres («mi niño debe ir al baño sin ayuda»). El segundo reflejaba cómo responden los padres a los problemas de conducta de sus niños («yo le grito a mi niña por lloriquear»). El tercero medía las estrategias que usan los padres para promover el desarrollo psicológico de sus hijos («yo le leo a mi niño antes de acostarse»). Los coeficientes de consistencia interna y de fiabilidad de medidas repetidas de las tres subescalas son: expectativas .97 y .98, disciplina .91 y .87 y crianza .82 y .81, respectivamente.

Por otra parte, en una serie de estudios con mamás de México (Solís-Cámara, 1995; Solís-Cámara y Fox, 1996), los autores encontraron que los coeficientes de consistencia interna y de medidas repetidas eran de .95 y .96, .87 y .88, .83 y .91, para expectativas, disciplina y crianza, respectivamente. En otros estudios donde el PBC fue administrado a mamás (Solís-Cámara y Fox, 1995), o a papás (Fox y Solís-Cámara, 1997), mexicanos y angloamericanos, los autores informan que las calificaciones de expectativas, disciplina y crianza fueron semejantes tanto entre mamás como entre papás de ambos países. Es posible que esas semejanzas se deban a que, según el modelo de la interacción recíproca padres-niños (Maccoby, 1992), cuando los niños son muy pequeños las demandas que hacen sobre los padres son muy semejantes y también las opciones de respuestas que tienen los padres para responder a estos niños tan pequeños son muy reducidas y semejantes (Bornstein, 1991).

Los autores de este estudio creemos que las propiedades psicométricas del PBC y los resultados a través de culturas indican la utilidad potencial de este instrumento para la evaluación de padres con niños pequeños en Hispanoamérica. Por esto nos pareció relevante analizar el instrumento, que hemos nombrado Escala de Comportamientos para Madres y Padres con Niños Pequeños (ECMP), pero con una muestra representativa y estratificada de una ciudad de México diferente a la de los estudios mencionados. Por lo tanto, el objetivo principal de este trabajo es el de estudiar la estructura factorial y la consistencia interna de la ECMP. Además, en el Manual del PBC se mencionan otros resultados de la aplicación de este instrumento y que, en este estudio, los hemos considerado como propiedades del mismo (Fox, 1994); esto porque pueden reflejar características relevantes del instrumento al evaluar y comparar su adecuación para otra población. Nos referimos específicamente a las comparaciones entre mamás y papás del mismo niño(a), que indican que ellos tiene expectativas y prácticas disciplinarias semejantes, pero prácticas de crianza diferentes, ya que las mamás califican más alto que los papás. Y nos referimos también a la distinción de las expectativas y las prácticas disciplinarias y las de crianza de mamás de niños con diferentes edades; donde se informa de incrementos significativos en expectativas y disciplina al aumentar la edad del niño, y una tendencia semejante, pero no significativa en las prácticas de crianza. Por lo tanto, un segundo objetivo de este estudio es el de analizar estas propiedades. En contraste con los estudios recién mencionados, nosotros lo hacemos con una muestra representativa de mamás y papás; en el primer caso, comparamos a mamás y papás de diferentes familias, y, en el segundo, comparamos los comportamientos de mamás y papás con niños de diferentes edades.

Método

La muestra se obtuvo en la Cd. de Aguascalientes, México. El muestreo fue probabilístico estratificado. El conocimiento de la población se obtuvo de dos fuentes: del conteo de 1995 del Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática, y de los registros de la oficina del Registro Civil. En ambos casos la población de niños con edades de 1 a 5 años coincidía en alrededor de 120 mil niños distribuidos prácticamente en un 50% para cada sexo. Por lo tanto, para lograr representatividad estadística según la tabla para la obtención de muestras representativas de la población, se requería de una muestra de aproximadamente 400 niños (Isaac y Michael, 1981, p. 193). Sin embargo, dados los requerimientos del estudio factorial del instrumento, que consta de 100 ítems, se requería al menos de 1.000 sujetos para poderlo realizar y, considerando la posible pérdida de participantes en el estudio, la muestra se aumentó a 1.700. Para la obtención de la muestra se consideraron 5 estratos según la edad y el sexo (50% c/u) de los niños: de 1 a 1.11 años, de 2 a 2.11, de 3 a 3.11, de 4 a 4.11, y de 5 a 5.11. La muestra se obtuvo en las 8 zonas geográficas que forman la Cd. y que abarcan los niveles socioeconómicos alto, medio y bajo, según los parámetros del Instituto de Educación de Aguascalientes. Los centros educativos y los niños fueron seleccionados al azar, manteniendo la proporción necesaria según el tamaño de la zona y el número de escuelas y aulas existentes.

El Parenting Behavior Checklist (PBC) es un listado de comportamientos que consta de 100 ítems dirigidos a medir los comportamientos de padres con niños pequeños (1-5 años). Consiste de tres subescalas: (a) Expectativas: 50 ítems que miden las expectativas que tienen los padres acerca del desarrollo de sus niños; (b) Disciplina: 30 ítems que miden las prácticas disciplinarias de los padres ante los problemas de conducta de los niños; y (c) Crianza: 20 ítems que miden específicamente las conductas de los padres para la promoción del desarrollo psicológico de los niños. Los padres tienen que evaluar sus conductas de acuerdo a la siguiente escala: siempre o casi siempre (4), frecuentemente (3), algunas veces (2), nunca o casi nunca (1). Calificaciones altas en la subescala de expectativas están asociadas con altas expectativas de los padres. Altas calificaciones en la subescala de disciplina están asociadas con el uso frecuente de castigos (castigos corporales y verbales). Altas calificaciones en la subescala de crianza sugieren un uso frecuente de actividades de crianza. El Manual del PBC indica que se requiere un nivel de tres años de estudios para comprender los ítems. La versión que hemos adaptado, no sólo traducido al castellano, es la que llamamos ECMP.

Identificados los niños, se citó a los padres de familia en el centro escolar; la aplicación de la ECMP y de un Informe Socio-demográfico (edad, empleo, etc.) fue grupal.

Resultados

En la Tabla 1 se observan las características principales de los 1.600 padres de familia que contestaron completamente los materiales. Se presenta el total y por separado para mamás y papás, donde se puede notar que participaron mayor número de mamás que de papás; para ambos géneros, la mayoría correspondía a personas casadas, de edad madura, y con niveles de escolaridad relativamente homogéneos. En cuanto al empleo, se observa que pocos hombres estaban ocupados del hogar, como sería de esperar; pero el mayor número de padres de familia se concentró en empleados de oficinas y en aquellos que ejercían su profesión. En la Tabla 2 se presentan las características de los niños; se observa que la distribución por grupo de edad y sexo fue muy homogénea, que la mayoría vivía con ambos padres, aunque es la madre u otros (cuidadora contratada o hermanos) quienes cuidan al niño, que los niños no tenían problemas de salud crónicos, y que no tenían hermano(a), o tenían sólo uno(a).

La estructura de la ECMP se estableció por análisis factoriales y por análisis de datos generados de correlaciones ítem-constructo y de correlaciones entre ítems. En todos los casos de análisis factorial se realizó el de componentes principales con rotación varimax, aceptando factores con valores eigen iguales o mayores de uno.

En el primer análisis, la solución factorial indicó tres factores con valores eigen y varianza de 19.0 (17.8), 7.3 (8.3), y 3.9 (5.0), respectivamente, y con un total de 31.1% de varianza explicada. Estos factores corresponden a los propuestos originalmente. En cuanto a las saturaciones por factor, se encontró que los ítems 76 y 31 no tenían saturación en la subescala de expectativas (.15 y .10, respectivamente), que les corresponde según el autor original. Sin embargo, la lectura de estos ítems: «yo mando a mi niño(a) a un cuarto o a un rincón de la casa como castigo», y «mi niño(a) es enviado(a) a su cuarto por no obedecerme», indican su clara pertenencia a la subescala de disciplina, donde las saturaciones fueron .44 y .36. Un tercer ítem, el 32 («para entrenar a mi niño a ir al baño yo lo siento en el excusado por más de 15 minutos»), que corresponde a la subescala de disciplina, no mostró saturaciones en ninguno de los factores (de 0.0 a 0.1).

El análisis fue realizado nuevamente asignando a disciplina los dos ítems mencionados antes y eliminando el tercero. El análisis que mostró la estructura factorial más simple se presenta en la Tabla 3. Los factores obtenidos fueron: factor 1 (expectativas), factor 2 (disciplina) y factor 3 (crianza). Los valores eigen fueron de 19.9, 7.3 y 3.9, y los porcentajes de varianza explicada fueron: 17.9%, 8.9% y 5.0%, respectivamente, dando un total de 31.8% de varianza. En la Tabla 3 se presentan los factores rotados y los coeficientes de determinación. Estos últimos indican la correlación múltiple de cada ítem con todos los restantes como un estimado de la comunalidad, o proporción de varianza de un ítem en particular que es compartida con otros ítems; este último valor fue elegido por su facilidad de interpretación en porcentajes de la varianza explicada. En otras palabras, el promedio de R^2,, expresado en porcentajes de varianza explicada, para el factor 1 fue de 49%, para el factor 2 de 36% y para el factor 3 de 30%.

Las correlaciones ítem-constructo encontradas para expectativas iban de .13 (ítem 44) a .80 (ítem 96), para disciplina iban de .26 (ítem 52) a .63 (ítem 98), y para crianza. iban de .29 (ítem 15) a .61 (ítem 70). Para corroborar si los ítems de cada constructo medían o «intervenían» en el mismo fenómeno, se correlacionaron todos los ítems entre sí. Las correlaciones para expectativas iban desde .00 hasta .78, con 386 correlaciones entre .10 y .30, y 678 correlaciones entre .30 y .78; de las 1.128 correlaciones, 64 fueron de cero. Para disciplina iban desde .04 hasta .63, con 369 correlaciones entre .10 y .30, y 70 correlaciones entre .30 y .63; de las 465 correlaciones, 26 fueron de cero. Para crianza iban desde .01 hasta .58, con 139 correlaciones entre .10 y .30, y 16 correlaciones entre .30 y .58; de las 190 correlaciones, 35 fueron de cero.

El coeficiente alfa de Cronbach para la ECMP fue de .95, y para expectativas, disciplina y crianza fue de .96, .89, y .80, respectivamente.

MANOVA de 3 (subescalas: expectativas, disciplina y crianza) X 2 (género: madres, padres) indicó efectos principales significativos (Rao R(3,1596)= 13.64, p<0.001). En la Tabla 3 se puede observar que los análisis univariados indicaron que en disciplina y en crianza las mamás calificaron más alto que los papás. Sin embargo, las calificaciones fueron muy semejantes entre los padres, por lo que se analizaron las regresiones de las medias de las variables dependientes comparadas con las desviaciones típicas, los errores típicos y la varianza; en todos los casos las correlaciones fueron de cero, con un nivel de confianza de 95%, apoyando los resultados. Además se realizó un procedimiento post hoc adecuado (Scheffe, p<.01), y los resultados indicaron una probabilidad de .43, para expectativas, y confirmaron las diferencias encontradas entre mamás y papás para disciplina (.018) y crianza (.001).

La edad promedio de los niños fue de 40.8 meses (DT= 16.9). En el caso de los niños de mamás, MANOVA de 5 (edad en años: 1, 2, 3, 4, 5) X 2 (sexo: niño, niña) para las tres subescalas indicó efectos principales por edad del niño (R(12, 2566)= 106.2, p<0.001), pero no por sexo del niño (R(3, 970)= 0.58, NS), ni interacción (R(12, 2566)= 1.08, NS). Los análisis univariados indicaron que los efectos se debían a diferencias en expectativas (F(4,972)= 362.4, p<0.001), disciplina (F(4,972)= 70.4, p<0.001) y crianza (F(4,972)= 6.17, p<0.001). Análisis post hoc (Scheffe, p<.05) confirmaron que había diferencias entre la mayoría de las edades. Las excepciones fueron, como puede observarse en la Tabla 5, para expectativas únicamente entre la edad 4 y 5; para disciplina entre las edades 3 y 4, y entre las edades 4 y 5. En contraste, para crianza hubo pocas diferencias y éstas fueron entre la edad 2 y las edades 4 y 5, y entre la edad 3 y 5. En el caso de los niños de papás, el mismo análisis indicó efectos principales por edad del niño(R(12, 1603)= 67.2, p<0.001), pero no por sexo del niño (R(3, 606)= 0.98, NS), ni interacción (R(12, 1603)= 1.67, NS). Los análisis univariados indicaron que los efectos se debían a diferencias en expectativas (F(4,608)= 233.4, p<0.001), disciplina (F(4,608)= 38.8, p<0.001) y crianza (F(4,608)= 3.10, p<0.01). Análisis post hoc (Scheffe, p<.05) confirmaron nuevamente que había diferencias entre la mayoría de las edades. Las excepciones, como puede observarse también en la Tabla 5, fueron únicamente entre las edades 4 y 5, para expectativas; para disciplina entre la edad 2 y las edades 3 y 4, entre las edades 3 y 4, y entre las edades 4 y 5. En contraste, para crianza sólo hubo diferencias entre las edades 2 y 5.

Discusión

El principal objetivo de este estudio fue el de analizar la estructura factorial de la escala que hemos nombrado ECMP. Los resultados indican una estructura semejante a la original, pero encontramos también el re-acomodo de dos ítems, lo que deja a la subescala de expectativas con 48 ítems y a la de disciplina con 31, ya que se agregaron los dos anteriores y se retiró uno. La subescala de crianza no tuvo cambios, lo que nos dio un total de 99 ítems. Las saturaciones factoriales por factor fueron ligeramente más bajas, comparadas entre nuestro estudio y el Manual del PBC (Fox, 1994). Los coeficientes de determinación fueron adecuados en general, particularmente para la subescala de expectativas que mostró el menor valor residual (51%), ocupando disciplina un punto intermedio (64%) y crianza la mayor variación residual (70%). Con respecto a las correlaciones ítem-constructo, las correlaciones de .50 y mayores, idealmente debieran incluirse en un instrumento (Nunnally, 1987); no cumplió este criterio el 25% de los ítems de expectativas, el 38% de disciplina y el 65% de crianza. En cuanto a las correlaciones entre ítems para cada constructo, éstas generaron un mínimo de correlaciones con valor de cero; además, para expectativas dos terceras partes (60%), y para disciplina y crianza más de las dos terceras partes (80% y 72%, respectivamente) de las correlaciones quedaban entre .00 y .30. De acuerdo a varios autores (Hamersma, Paige y Jordan, 1973; Nunnally, 1987), las correlaciones entre ítems de .20 se pueden considerar adecuadas y los instrumentos generalmente muestran que dos terceras partes de las correlaciones caen entre .10 y .30. Los resultados con la ECMP cumplen adecuadamente con estos criterios.

En cuanto a la fiabilidad, según Nunnally (1987), si la fiabilidad de un instrumento prueba ser muy baja (<.50) puede ser que el instrumento tenga muy pocos ítems, los ítems tengan poco en común, o al menos, esto sea cierto para la muestra estudiada. En este trabajo, los coeficientes alfa fueron uno o dos puntos más bajos que los del Manual original, pero aun excelentes (>.80).

Sin embargo, los resultados con la subescala de crianza, aunque en general adecuados, pueden estar reflejando uno o varios de los siguientes problemas: que dado que esta subescala tiene el menor número de ítems, esto esté afectando la fiabilidad, que los ítems de la subescala no estén capturando algunas prácticas propias de culturas iberoamericanas, y/o que no se esté incluyendo la evaluación de prácticas únicas de papás; esto último no sería de extrañar dado que el PBC fue desarrollado en una muestra de mamás.

En referencia al segundo objetivo de este estudio se encontraron diferencias entre mamás y papás en las prácticas disciplinarias y las de crianza. Esto significa, en el primer caso, que ellas hacían un uso más frecuente de la disciplina tradicional (e.g., gritos), pero en el segundo, que también practicaban más conductas de crianza (e.g., halagar al niño por aprender algo nuevo). Aunque se tuvo especial cuidado en confirmar tales diferencias con varios análisis, las calificaciones de disciplina diferían por tan solo 1.3 puntos, y el Manual del PBC no informa de tal diferencia, por lo que hasta que se recaben más datos nos parece prematura una interpretación. Uno podría preguntarse también, dado lo expresado antes en referencia a la subescala de crianza, si la diferencia encontrada entre mamás y papás en esta subescala (2.4 puntos) es relevante. Creemos que sí, dadas las evidencias de un estudio intra-familia (Fox, 1994), donde se obtuvieron calificaciones más altas de las mamás únicamente en crianza. Sin embargo, los resultados de este estudio sugieren que se trata de diferencias por género, más que intra-familia, y que tal vez no sean indicativas de que las mamás ofrecen «una mejor crianza», sino de que sencillamente los papás practican la crianza en forma diferente. Resulta evidente que se requieren estudios adicionales para apoyar estos supuestos.

Muchos de los ítems de la versión original de la ECMP fueron desarrollados para capturar diferencias entre las prácticas de madres con niños de diferentes edades (Fox, 1994). Nuestros resultados con mamás son semejantes a los del Manual del PBC, pero también presentamos análisis de los papás. En nuestro estudio ambos, mamás y papás, tienen expectativas más altas al aumentar la edad del niño, como sería de esperar; al incluir nosotros una muestra de 5 a 5.11 años se conserva una tendencia no significativa. Como es usual con la disciplina, se observó un incremento en castigos maternos al aumentar la edad del niño, aunque la tendencia no siempre fue significativa; en contraste, para los papás se observó la ausencia de diferencias, indicando una disciplina común, con excepción del castigo a infantes que fue el menor, tal vez por tratarse de bebés. En cuanto a las prácticas de crianza, observamos que las mamás muestran un número de prácticas relativamente homogéneo, que disminuye con la edad de los niños; para los papás se observó una tendencia semejante a la materna, pero es interesante notar que las calificaciones de crianza fueron más bajas que las de las mamás. Para ambos, las calificaciones más bajas fueron las de infantes y de niños(as) mayores.

En conclusión, nos parece justo afirmar que la ECMP muestra una estructura factorial y una consistencia interna adecuadas. Es prematuro ofrecer interpretaciones profundas y generalizaciones, porque es evidente la necesidad de estudios que analicen las prácticas de los padres por género, en diferentes grupos culturales, y que incluyan el control de variables externas, como la escolaridad. Sin embargo, esperamos que la ECMP provoque el suficiente interés de los psicólogos iberoamericanos como para incluirla en sus estudios.

Achenbach, T.M. (1991). Manual for the Child Behavior Checklist/4-19 and 1991 profile. Burlington: University of Vermont. Department of Psychiatry.

Bell, R.Q. (1979). Parent-child care and reciprocal influences. American Psychologist, 34, 821-826.

Bornstein, M.H. (1991). Approaches to parenting in culture. En M.H. Bornstein (Ed.), Cultural approaches to parenting (3-18). Hillsdale, NJ: LEA.

DeMause, L. (1974). The history of childhood. Nueva York: Harper y Row.

Fox, R.A. (1994). Parent Behavior Checklist. Brandon, VT: Clinical Psychology Publising Company.

Fox, R.A. y Solís-Cámara R.P. (1997). Parenting of young children by fathers in Mexico and the United States. Journal of Social Psychology, 137, 489-495.

González, S.C., Hidalgo, M., Mª D., Carranza, C.J. y Ato, G.M. (2000). Elaboración de una adaptación a población española del cuestionario Infant Behavior Questionnaire para la medida del temperamento en la infancia. Psicothema, 12, 513-519.

Hamersma, R.J., Paige, J. y Jordan, J.E. (1973). Construction of a Guttman facet designed cross-cultural attitude-behavioral scale toward racial-ethnic interaction. Educational and Psychological Measurement, 33, 565-576.

Hayden, L.C., Schiller, M., Dickstein, S., Seifer, R., Sameroff, A.J., Miller, I., Keitner, G. y Rasmussen, S. (1998). Levels of family assessment: 1. Journal of Family Psychology, 12, 7-22.

Isaac, S. y Michael, W.B. (1981). Handbook in research and evaluation. San Diego, CA: EdITS.

Maccoby, E.E. (1992). The role of parents in the socialization of children: an historical overview. Developmental Psychology, 28, 1.006-1.017.

Nunnally, J.C. (1987). Teoría psicométrica. México: Trillas.

Platz, D.L., Fox, R.A. y Rodríguez, M.A. (1992, marzo). Parenting Inventory: an empirically derived instrument to assess parents of young children. Artículo presentado en la convención de la National Association of School Psychologists, Nashville, TN.

Solís-Cámara, R.P. (1995, agosto). Parent Behavior Checklist: A Spanish translation and psychometric study. Sesión de Cartel presentada en la convención anual de la American Psychological Association. Nueva York, NY.

Solís-Cámara, R.P. y Fox, R.A. (1995). Parenting among mothers with young children in Mexico and the United States. Journal of Social Psychology, 135, 591-599.

Solís-Cámara, R.P. y Fox, R.A. (1996). Parenting practices and expectations among Mexican mothers with young children. Journal of Genetic Psychology, 157, 465-476.