Introducción

Existe consenso entre los estudiosos de la familia acerca de que los cambios en los roles de género registrados en occidente en las últimas décadas se asocian a importantes modificaciones en la organización interna de las familias (Oláh et al., 2018; Walsh, 2012). A principios del siglo XX la familia se caracterizaba por una clara distinción en cuanto a los ámbitos de actuación de madres y padres: las madres eran las encargadas del cuidado del hogar y de la crianza de los niños, y a los padres se les atribuía como principal responsabilidad el sustento económico de la familia (Lamb, 2010; Oláh et al., 2018). El ingreso masivo de las mujeres en el mercado laboral generó nuevas tensiones en las dinámicas familiares. Las tareas de cuidado cuentan ahora con limitantes temporales obvios y también con razones u orientaciones que refieren al lugar que tiene la maternidad en los proyectos de vida de las mujeres.

Si bien las estadísticas de los países de América Latina y el Caribe muestran que las mujeres continúan siendo quienes se ocupan en mayor medida de las tareas de cuidado (CEPAL, 2018; IPPF/WHR & Promundo, 2017), se reconoce un creciente involucramiento de los padres en el ámbito doméstico. Esta mayor participación se registra aun cuando no siempre se cuenta con modelaje de generaciones previas en tales sentidos, la expectativa de proveedor económico continúa vigente, y existen representaciones sociales y legislaciones que parecen rezagadas respecto a la posibilidad de que los padres ocupen un lugar central en la crianza de los hijos (IPPF/WHR & Promundo, 2017).

Revisando los antecedentes de investigación sobre el rol del padre en el desarrollo infantil, Lamb (2010) reconoce tres grupos de trabajos. Los estudios correlacionales realizados principalmente entre 1940 y 1970 partían de la base de que la mayor contribución de los padres refería a ser modelo de rol sexual para los hijos, de modo que la masculinidad de los padres debía estar asociada a la de sus hijos varones. Este primer grupo de estudios debió explicar la ausencia de asociación significativa entre las variables, planteando nuevas hipótesis que incluían variables mediadoras como la calidad del vínculo padre-hijo.

El segundo grupo de investigaciones que identifica Lamb (2010) pretendió comprender las contribuciones específicas de los padres en el desarrollo de los hijos al comparar las conductas y características de personalidad de los niños que habían crecido con y sin padre. Los resultados de estas investigaciones mostraron con bastante contundencia que los hijos que habían crecido sin padre presentaban mayores problemas en su desempeño escolar y en su ajuste psicosocial (en particular en el control de la conducta y de los impulsos). Dentro de este grupo de investigaciones se encuentra un importante número de trabajos que tomó el escenario del divorcio. Los trabajos de revisión publicados por Amato (2000; 2014) confirman el impacto negativo del divorcio sobre el desarrollo de los niños. Sin embargo, en la discusión de estos resultados se hizo evidente la necesidad de incluir otros factores (nivel de conflicto marital previo, estrés económico, cambios en la rutina, impacto en la red social, vínculo con el padre no residente, entre otros) para su correcta interpretación.

El tercer grupo de investigaciones, desarrollado a partir de los años 80, estudió los efectos de la implicación paterna en los hijos (Lamb, 2010). Los resultados de estas investigaciones son consistentes al mostrar que los hijos con padres implicados presentan mayores competencias cognitivas, menores estereotipos de género, mayor locus de control interno, menor sintomatología de tipo internalizante y externalizante, mayor comportamiento prosocial y bienestar psicológico (Allgood et al., 2012; Cryer-Coupet et al., 2020; Lee & Schoppe-Sullivan, 2017; Marchand-Reilly & Yaure, 2019; Ping et al., 2017). Estos trabajos plantean la necesidad de avanzar hacia la comprensión de los mecanismos o procesos que dan cuenta de los efectos directos e indirectos del padre en el desarrollo de los hijos, así como también la posible influencia de los hijos en la implicación del padre (Flouri et al., 2016; Hawkins et al., 2007; Marsiglio & Roy, 2013).

La mayoría de los últimos estudios sobre el tema toma la definición de implicación paterna desarrollada por Lamb et al. en 1985. La implicación paterna fue inicialmente conceptualizada y medida como el tiempo de interacción padre-hijo en las dimensiones de: interacción (contacto directo entre padre e hijo, principalmente en actividades lúdicas), disponibilidad (potencial de acceso físico y psicológico del padre para la interacción), y responsabilidad (garantizar los cuidados a través del sustento material) (Lamb et al., 1985).

Esta definición fue innovadora en tanto superó mediciones enfocadas únicamente en el aporte económico o en términos de presencia/ausencia. Sin embargo, se le ha criticado que el tiempo no es la única dimensión importante. Las mediciones basadas en el tiempo resultan muy pobres en relación al impacto real de los padres en la vida de sus hijos, en particular para los padres no-residentes (Finley & Schwartz, 2004).

La implicación paterna debe entenderse como un constructo multidimensional que incluye componentes afectivos, cognitivos y éticos, conductas observables, considerando tanto los aspectos de implicación directa como indirecta (por ejemplo, el apoyo a la madre) (Hawkins et al., 2002). Partiendo de esta definición del constructo, Hawkins et al. (2002) crearon el instrumento Inventory of Father Involvement (IFI) que en su versión final cuenta con 26 ítems agrupados en 9 factores de primer orden (disciplina y enseñanza de la responsabilidad, estímulo escolar, apoyo a la madre, proveer, tiempo juntos y conversaciones, elogios y afecto, desarrollo del talento e intereses futuros, leer y ayudar con las tareas escolares, participación en las actividades del niño) que refieren a 1 factor de implicación global de segundo orden.

En el contexto iberoamericano, las propiedades psicométricas de este inventario fueron analizadas en Portugal (Barrocas et al., 2017) y en Brasil (de Santis et al., 2017), obteniendo soluciones factoriales e índices de consistencia interna similares a los obtenidos por Hawkins et al. (2002). Una versión anterior del instrumento (de 35 ítems) fue traducida al español y adaptada para ser respondida por los hijos adolescentes en Colombia (Bermúdez-Jaimes et al., 2014).

De hecho, el grado de implicación paterna varía en función de quién la reporta. La mayoría de los estudios sobre implicación paterna se basan en reportes realizados por las madres (Charles et al., 2018). Los pocos trabajos que comparan los niveles de implicación paterna reportados por madres y padres muestran que los padres tienden a sobre-reportar y las madres a sub-reportar la implicación del padre (Adamsons & Johnson, 2013; Charles et al., 2018).

Tomando en cuenta este aspecto, Finley y Schwartz (2004) crearon el instrumento Father Involvement Scale (FIS) en el que, a diferencia del IFI (Hawkins et al., 2002), la fuente de información son los propios hijos.

Father Involvement Scale parte de la conceptualización multidimensional de la implicación paterna, buscando conocer en qué grado el padre participa en distintos aspectos de la vida de sus hijos. Se hace énfasis en la percepción que los hijos tienen del nivel de implicación de su padre, considerando que, en el largo plazo, lo que más afecta la conducta presente y futura de los hijos es el “residuo” que queda de la implicación encapsulada en las percepciones retrospectivas de los hijos, independientemente de la veracidad de las mismas (Finley & Schwartz, 2004).

La escala pregunta a los hijos cuánto se ha involucrado (en una escala de 1 “no implicado en absoluto” hasta 5 “muy implicado”) y cuánto desearía que se involucrara (en una escala de 1 “mucho menos implicado” a 5 “mucho más implicado”) su padre en 20 diferentes dominios de su vida. Para realizar los estudios psicométricos de la escala, Finley y Schwartz (2004) trabajaron con una muestra de 2353 estudiantes universitarios. Los análisis factoriales exploratorios y confirmatorios realizados con la implicación percibida, mostraron una estructura de 3 factores identificados como implicación expresiva (. de Cronbach=.93), implicación instrumental (.=.91), e implicación en monitoreo/guía (.=.90). La fiabilidad de la escala total fue de .97. Para la implicación deseada, la mejor solución factorial fue de dos factores: implicación expresiva deseada e implicación instrumental deseada, con índices de consistencia interna de .93 y .92 respectivamente (. de Cronbach para la escala total=.96).

La escala FIS fue traducida y adaptada a población española por González-Calderón et al. (2014). Los autores modificaron el instrumento incluyendo descriptores y ejemplos para cada uno de los 20 dominios con el fin de explicitar y aclarar su contenido. Para cada ítem, la pregunta desarrollada siempre es la misma: “¿Cuánto se implica mi padre en…?”. González-Calderón et al. (2014) omitieron en su versión las preguntas sobre implicación paterna deseada.

Para el análisis de las propiedades psicométricas de la escala, los autores seleccionaron por muestreo aleatorio simple 514 niños y adolescentes pertenecientes a colegios públicos de distintas ciudades españolas (47% niños y 53% niñas), con edades comprendidas entre los 9 y los 16 años (. de edad=13, DE=2.5) y que en su mayoría vivían sus padres biológicos.

Se puso a prueba la estructura factorial de 3 factores propuesta por Finley y Schwartz (2004) que ajustaba adecuadamente, pero presentaba gran número de ítems que se solapaban entre los factores. Por esta razón, se puso a prueba una estructura de dos factores (implicación expresiva e instrumental), que proporcionaba una interpretación más clara y compatible con el constructo teórico. El análisis factorial confirmatorio con dos factores mostró los siguientes índices de bondad de ajuste: .._{Satorra-Bentler} (gl=169; p=.00)=489.20; RMSEA=.062, 90% IC [.055; .068]; GFI=.98; AGFI=.98. Los índices de correlación entre los dos factores .=.58, llevaron a los autores a probar un nuevo modelo con un factor de segundo orden que explicara los dos primeros. Este último modelo presentó mejores índices de ajuste (.._{Satorra-Bentler} (gl= 168; p=.00)=359.00; RMSEA=.048, 90% IC [.041; .055]; GFI=.98; AGFI=.98), confirmando la existencia de dos factores de primer orden, explicados por un factor general de segundo orden.

La subescala de implicación expresiva quedó conformada por 13 ítems, con una fiabilidad . de Cronbach=.87. La subescala de implicación instrumental se conformó por 7 ítems, con una fiabilidad de .62. La fiabilidad de la escala global fue de .88. En la muestra analizada, se obtuvo una . de implicación expresiva de 39.34 (DE=7.6), . de implicación instrumental de 20.53 (DE=3.84), y una . para la escala total de 59.87 (DE=10.31) (González-Calderón et al., 2014).

Considerando las discrepancias en los niveles de implicación paterna según quién los reporta, resulta importante la inclusión de múltiples informantes (Charles et al., 2018). La escala FIS presenta la ventaja de recoger directamente la percepción de los hijos sobre la implicación de su padre y puede ser un complemento importante para mediciones de implicación paterna que se están llevando adelante a nivel nacional en Uruguay basadas en encuestas completadas por las madres (Pardo et al., 2019). Dado que los aspectos comunitarios y culturales influyen respecto a las expectativas y al rol de los padres (Amato et al., 2000; Barbeta-Viñas & Cano, 2017) y que la única versión en español de la escala FIS fue adaptada a población española, este trabajo tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la escala Father Involvement en niños y adolescentes uruguayos.

Método

Participantes

La muestra se conformó por 423 niños y adolescentes entre 9 y 16 años de edad. Al eliminar los casos en los que había datos perdidos, se obtuvo una muestra final de 401 participantes con una ._edad=11.5 y DE=2 años, 53% niñas y 47% varones, pertenecientes a centros educativos privados de distintas ciudades del Uruguay. En la Tabla 1 se presentan datos de variables sociodemográficas reportados por los adultos responsables de las familias.

Instrumentos

Cuestionario sociodemográfico. Se elaboró un cuestionario para obtener datos acerca de variables sociodemográficas de los niños, sus padres, y conformación familiar. Para la evaluación del nivel socioeconómico se utilizó el Índice de Nivel Socioeconómico (INSE) (Perera & Cazulo, 2016).

Father Involvement Scale (FIS; Finley & Schwartz, 2004), versión española de González-Calderón et al. (2014). La escala consta de 20 ítems que evalúan la implicación del padre en diversas áreas de la vida del hijo, a partir de una escala tipo Likert con cuatro niveles (1 “casi nunca” a 4 “casi siempre”). El instrumento comprende 2 subescalas: implicación instrumental e implicación emocional. La primera, compuesta por 7 ítems, alude a las áreas relacionadas con el aprendizaje de habilidades o contenidos que sirven de herramientas para manejarse en la vida cotidiana, por ejemplo, la disciplina y el desarrollo académico y moral.

La segunda subescala, compuesta por 13 ítems, refiere a la implicación en áreas relacionadas al desarrollo y la seguridad emocional del hijo como el cuidado, el desarrollo físico, emocional, social y espiritual. La puntuación global del instrumento se obtiene mediante la suma directa de los 20 ítems, de modo que el rango de puntuaciones posibles oscila de 20 a 80, las puntuaciones de implicación instrumental oscilan entre 7 y 28, y las de implicación expresiva entre 13 a 52 puntos. Cuanto mayor sea la puntuación obtenida, mayor será el grado de implicación percibido por el hijo.

Se solicitó autorización para utilizar la escala a la Prof. Dra. María José González Calderón, de la Universidad a Distancia de Madrid. Previo a su administración, se realizó una adaptación de ciertas expresiones y palabras al español rioplatense a fin de facilitar su comprensión. Estos cambios fueron testeados con 5 niños entre 9 y 11 años, quienes no formaron parte de la investigación.

Procedimiento

Para conformar la muestra se contactaron instituciones de educación privada ubicadas en distintas ciudades de Uruguay. Se obtuvo la autorización de los centros educativos para enviar a las familias una carta presentando el proyecto de investigación y solicitando su consentimiento. A las familias que aceptaron participar, se les envió un sobre con el cuestionario sociodemográfico a ser completado y devuelto en forma anónima, con un código de identificación que permitiría unificar datos pertenecientes a una misma familia. Con el consentimiento informado de los padres y el asentimiento a participar por parte de los niños, se realizó la administración de la escala en forma colectiva, en el salón de clases. El procedimiento, consentimientos y protocolos, cuentan con el aval del Comité de Ética de la Universidad Católica del Uruguay, cumpliendo las normativas del país sobre investigación con seres humanos reguladas por el Decreto 001-4573/2007 del Poder Ejecutivo y de la Ley Nro. 18331 de Habeas Data, referida a la reserva de datos personales.

Diseño y análisis de datos

Se desarrolló un estudio de tipo instrumental (Ato et al., 2013). El estudio de dimensionalidad de la escala se desarrolló en distintas fases. En primer lugar, se analizaron los datos descriptivos de los ítems y la suposición de normalidad mediante el estadístico Kolmogorov-Smirnov. En segundo lugar, se dividió la muestra en dos, al azar. Con la submuestra 1 (.=201), se llevó adelante un análisis factorial exploratorio (AFE) con matriz de correlaciones policóricas y método de extracción de mínimos cuadrados no ponderados (ULS). Se testeó la adecuación de la matriz de correlación mediante el test de esfericidad de Barlett y la medida de Kaiser-Mayer-Olkin. Para la determinación del número de factores a retener se consideró una combinación de los métodos de Análisis Paralelo, Hull y BIC, implementados por el programa FACTOR (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2006).

La solución unidimensional recomendada por el AFE fue validada con un análisis factorial confirmatorio (AFC) con la submuestra 2 (.=200). Se utilizaron matrices de datos policóricas y el método de estimación de mínimos cuadrados ponderados robustos, ajustado por la media y la varianza (WLSMW) (Flora & Curran, 2004; Lloret-Segura et al., 2014). Se consideraron los siguientes índices de ajustes: razón del

/gl, RMSEA, CFI, y TLI. Los puntos de corte que dan cuenta de ajuste de los datos al modelo propuesto son:

<3; RMSEA<.08; CFI≥.95; TLI≥.95 (Schreiber et al., 2006).

La fiabilidad de la escala se analizó con el índice . Ordinal (Elousa & Zumbo, 2008; Zumbo et al., 2007).

Finalmente, se realizaron cálculos descriptivos y comparativos considerando variables sociodemográficas, mediante las pruebas no paramétricas . de Kruskal-Wallis y . de Mann-Whitney, calculando el tamaño del efecto propuesto por Cohen (1988).

El análisis factorial exploratorio se realizó con el programa FACTOR, versión 10.8.04 (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2006), en análisis factorial confirmatorio con el programa Mplus versión 8.4 (Muthén & Muthén, 1998-2017). Los descriptivos y comparativos se hicieron con los programas SPSS versión 25, y G*Power.

Resultados

La Tabla 2 presenta los datos descriptivos de los ítems. Los resultados de la prueba Kolmogorov-Smirnov fueron estadísticamente significativos (.<.000) de modo que la hipótesis nula de distribución normal de los puntajes fue rechazada.

Previo a realizar el análisis factorial exploratorio con la submuestra 1 (.=201), se puso a prueba la adecuación muestral con la prueba de esfericidad de Bartlett y la medida de adecuación KMO. La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa (

=2216.2; gl=190; .<.000), con índice de adecuación KMO=.95, considerado como muy bueno (Lloret-Segura et al., 2014).

Los resultados de los métodos para la retención de factores (AP, Hull, BIC) implementados por el programa FACTOR, sugieren en todos los casos una estructura de un factor, con una varianza explicada de 52%.

Los índices de bondad de ajuste para una dimensión son: (

(170, .=201)=228.818, .<.001;

=1.34; RMSEA=.042, IC 95% [.009, .050]; CFI=.99; TLI=.99.

Con la submuestra 2 (.=200), se llevó adelante un análisis factorial confirmatorio para evaluar la adecuación de los datos a la estructura unidimensional sugerida por los análisis exploratorios. Los resultados de los índices de bondad de ajuste utilizados (

(170, .=200)= 248.220, .<.000;

=1.46; RMSEA=.048, IC 90% [.03, .06]; CFI=.97; TLI=.97) muestran un excelente ajuste de los datos a una estructura de un factor.

La Tabla 3 presenta los valores de las cargas factoriales y comunalidad de los ítems. Se estimó la fiabilidad de la escala, obteniendo un índice . ordinal de .95 para la escala total.

Finalmente, se realizaron análisis descriptivos y comparativos para conocer los puntajes de implicación paterna reportados por el total de participantes (.=401), tomando en cuenta su sexo, etapa vital, nivel educativo de sus padres, nivel socioeconómico, configuración familiar y co-residencia o no con el padre.

La implicación paterna reportada por los participantes de este estudio es de .=65.07 (DE=12.5). No se encontraron diferencias significativas en los niveles de implicación reportados por niñas (.=64.5) y varones (.=65.7). Los niños (9 a 12 años de edad) reportaron un nivel de implicación paterna mayor al reportado por los adolescentes (13 a 16 años de edad) (ver Tabla 4).

Para analizar posibles diferencias en los niveles de implicación paterna reportados por los hijos según el nivel educativo de sus padres, se consideró por separado el máximo nivel educativo alcanzado por la madre y por el padre (primario, secundario, terciario). No se encontraron diferencias significativas según el nivel educativo de las madres, pero sí según el nivel educativo de los padres (.=8.341, .<.05). La media de implicación paterna reportada por los hijos de padres con nivel educativo terciario (.=67.4) es significativamente mayor a la reportada por los hijos de padres que solamente culminaron primaria (.=29.2) (.=2536.000, .<.05; tamaño del efecto .=0.60). No se hallaron diferencias significativas en el resto de las comparaciones realizadas entre niveles educativos.

Se encontraron diferencias significativas en los niveles de implicación paterna según el nivel socioeconómico de las familias (.=9.488, .<.05). Los puntajes de implicación paterna de los participantes que pertenecen a un nivel socioeconómico alto (.=67.5) son mayores de los que reportan los participantes de niveles socioeconómicos medio (.=64.8) y bajo (.=57.3). Los resultados del estadístico . (13835.500, .<.05), permiten afirmar que existen diferencias significativas entre los niveles socioeconómicos alto y medio, con un tamaño del efecto .=0.24, el cual es considerado como pequeño (Coe & Merino, 2003). Entre los grupos de nivel socioeconómico alto y bajo también se encontraron diferencias significativas (.= 2355.000, .<.05), con un tamaño del efecto .=0.90, el cual es considerado como grande (Coe & Merino, 2003). No hay diferencias significativas entre los niveles socioeconómicos bajo y medio (.>.05).

También se encontraron diferencias significativas en los niveles de implicación paterna según el tipo de configuración familiar (.=10.408, .<.05). De las posibles comparaciones entre grupos, se encontró que los niveles de implicación paterna reportados por niños y adolescentes pertenecientes a familias de tipo nuclear (.=66.9) son significativamente mayores a los reportados por quienes pertenecen a familias de tipo monoparental (.=60.5) (.=5521.500, .<.05, tamaño del efecto .= 0.55) y extendida (.=60.9) (.=5225.000, .<.05, tamaño del efecto .=0.46).

Los niveles de implicación paterna reportados por los hijos que conviven con su padre son superiores a los reportados por quienes no conviven con su padre (ver Tabla 5).

Discusión

Considerando los cambios registrados en las familias en las últimas décadas en relación a los géneros de roles y participación de los padres varones en la crianza de los hijos, surge la necesidad de contar con nuevas y mejores mediciones de la implicación paterna.

A pesar de que existe consenso respecto a la importancia del involucramiento de los padres en el desarrollo de los hijos, la evaluación de la implicación paterna posee aún algunas debilidades. En primer lugar, la mayor parte de los estudios pregunta solamente a las madres sobre la participación del padre. Las madres tienden a sub-reportar la implicación del padre y esta evaluación parece estar teñida por las expectativas de la madre sobre la participación del padre, por aspectos que hacen a la calidad del vínculo y/o nivel de conflicto entre padres, y por los arreglos de convivencia (Adamsons & Johnson, 2013; Charles et al., 2018). En segundo lugar, un número importante de los estudios sobre el tema se basa en encuestas que incluyen preguntas que apuntan fundamentalmente a medir el tiempo compartido entre padre e hijos y la provisión o no de sostén económico, no logrando capturar la multidimensionalidad del fenómeno (Charles et al., 2018).

La escala analizada en este trabajo se basa en una conceptualización multidimensional de la implicación paterna recogiendo distintos ámbitos de participación del padre. Además, la escala fue diseñada para conocer la vivencia que los hijos tienen respecto a qué tan implicado consideran a su padre en diferentes dominios de su vida, evitando los sesgos que han sido constatados en los reportes dados por las madres y por los padres (Adamsons & Johnson, 2013).

Los resultados del análisis factorial exploratorio con niños y adolescentes uruguayos sugirieron en todos los casos, retener un único factor de implicación paterna global. Los excelentes índices de ajuste obtenidos al realizar el análisis factorial confirmatorio con la otra mitad de la muestra, dan apoyo a la existencia de un único factor.

Estos resultados son distintos a los reportados por los autores originales de la escala (Finley & Schwartz, 2004) y por González-Calderón et al. (2014). Finley y Schwartz (2004) plantearon la existencia de tres factores para el caso de la implicación paterna actual. La descripción y el sustento teórico de cada factor resulta relativamente claro para la implicación expresiva e instrumental, no tanto así para el factor “implicación en monitoreo/guía”.

En la adaptación española, los mejores índices de ajuste se lograron con un modelo de segundo orden (los dos factores de implicación instrumental y expresiva, englobados en un factor de implicación total) que cuenta además con mayor claridad en su fundamentación teórica (González-Calderón et al., 2014).

La solución unidimensional que resulta del presenta trabajo posee quizá la desventaja de no distinguir entre las subdimensiones expresivas e instrumentales. Igualmente, la clasificación de los dominios analizados en cada una de estas dimensiones no resulta tan obvia, siendo necesario una mayor conceptualización al respecto. Contar un valor global de implicación puede resultar, por otra parte, útil y eficiente en el campo de la investigación.

En este sentido, podría analizarse la posibilidad de reducir la cantidad de ítems de la escala. Al respecto, es importante señalar que todos los ítems obtuvieron cargas factoriales aceptables. La menor carga factorial, correspondiente al ítem 12, fue de .42. Este ítem plantea: “¿Cuánto se implica mi padre en asignarme dinero? (Ejemplo: me da dinero, la mesada)”, siendo quizá un ítem difícil de responder para los niños más pequeños o que puede variar en su interpretación según la realidad de económica de cada familia. Además, si se retoma la idea original de la construcción de la escala, cada uno de los 20 ítems refleja un dominio importante de la participación del padre en la vida de los hijos.

Si quisiera profundizarse en el estudio de las características particulares de la implicación (tanto en términos de investigación como de intervención), el análisis de los ítems ofrece información valiosa. En este estudio, se obtuvo que la menor implicación paterna reportada por los hijos refiere a “¿Cuánto se implica mi padre en mi desarrollo espiritual? (Ejemplo: me habla de religión o reza conmigo)” (ítem 5, .= 1.98). No llama la atención de los autores el dato, dada la tradición de fuerte laicidad en el país. El ítem con mayor puntaje promedio (ítem 15, .= 3.76) es el que plantea “¿Cuánto se implica mi padre en quererme? (Ejemplo: me hace sentir querido)”, el puntaje que otorgue un niño a este ítem parece muy importante, sobre todo al pensar en términos de intervención clínica.

El puntaje de fiabilidad . ordinal de .95 para la escala total, que es muy alto, también podría indicar la posibilidad de reducir la cantidad de ítems. Por ahora, se considera conveniente mantener la información cualitativa que ofrece cada uno de los ítems, conservando la escala igual a la primera versión en español. Son necesarios más estudios, en otras poblaciones, para plantear una posible reformulación.

Con la finalidad de conocer el comportamiento de la escala, se realizaron una serie de análisis descriptivos y comparativos con variables sociodemográficas de los participantes y sus familias. No se encontraron diferencias significativas en el reporte de implicación paterna según el sexo de los hijos. Estos datos son coincidentes con los reportados en el estudio de adaptación realizado en España (González-Calderón et al., 2014) y con los reportados en otras investigaciones que desestiman la importancia del sexo del hijo respecto a los niveles de implicación del padre (de Wit et al., 2014; Rodríguez et al., 2016), aunque sí puedan existir variaciones en el tipo de actividades en las que se involucra mayormente el padre según el sexo de sus hijos (Smith et al., 2012).

En este estudio, los hijos adolescentes reportaron niveles más bajos de implicación paterna que los niños, dato que no es del todo coincidente con los obtenidos por los autores españoles (González-Calderón et al., 2014). Si bien es esperable que existan menores niveles de comunicación familiar en la etapa de hijos adolescentes (Cracco & Costa-Ball, 2019), es muy importante el involucramiento de los padres en esta etapa para garantizar los procesos identitarios y de autonomía característicos de la transición adolescente (Cruz et at., 2011).

Los niveles de implicación paterna varían en función del nivel educativo de los padres (varones) y del nivel socioeconómico de las familias. Se encontraron diferencias significativas con magnitudes del efecto grandes, al comparar los grupos extremos de las variables (padres universitarios vs. padres con nivel de primaria; familias de nivel socioeconómico alto vs. nivel socioeconómico bajo). En concordancia con los antecedentes de investigación revisados (Devonish & Anderson, 2017; Jessee & Adamsons, 2018; Miller et al., 2020; Pardo et al., 2019), los resultados de este estudio muestran que los hijos de padres de menor nivel educativo y socioeconómico reportan menor grado de implicación paterna.

Las explicaciones para estos resultados son múltiples (ej. características del tipo de empleo al que acceden estos hombres), y poseen fuerte vinculación con el hecho de que, en los niveles socioeconómicos y educativos más bajos, existe mayor rigidez en cuando a los roles de género ubicando al hombre en el rol de proveedor económico y a la mujer como la responsable principal del cuidado de los hijos y del hogar.

La implicación paterna reportada también presentó diferencias significativas según el tipo de configuración familiar y la co-residencia o no del padre. Los hijos pertenecientes a familias nucleares reportaron mayores niveles de implicación que los pertenecientes a familias de tipo monoparental y extendida. La menor implicación paterna reportada en el caso de las familias monoparentales era esperable y ha sido ampliamente constatada en los estudios que analizaron las transiciones familiares vinculadas al divorcio (Amato, 2014). Respecto a los niveles de implicación paterna en las familias extendidas, los antecedentes de investigación no son tan concluyentes (Castillo & Fenzl-Crossman, 2010; Perry, 2009).

Por último, los resultados de este estudio muestran que los niveles de implicación paterna reportados son mayores cuando el padre convive con sus hijos. La residencia fue identificada como el mejor predictor de la implicación paterna por Castillo et al. (2011) y por Tamis-LeMonda et al. (2009).

Este estudio instrumental cuenta con algunas limitaciones que deben ser señaladas. En primer lugar, si bien el número de participantes fue adecuado para el tipo de análisis que se pretendía realizar, la muestra puede presentar sesgos al haber sido conformada a partir de instituciones privadas del país.

Por otra parte, este trabajo no incluyó análisis de validez discriminante y convergente, que podrían aportar claridad respecto al constructo en estudio (incluyendo la posibilidad de precisar la existencia de dimensiones de tipo expresivo e instrumental). En este mismo sentido, sería interesante avanzar hacia mediciones más complejas que pudieran combinar información proveniente tanto de madres, padres e hijos, tomando en cuenta el carácter interaccional del fenómeno en estudio, y la importancia de los efectos indirectos que puede tener la implicación paterna en el desarrollo de los hijos.

A pesar de las limitaciones presentadas este trabajo confirma que Father Involvement Scale constituye un instrumento válido y confiable para la medición de la implicación paterna en población uruguaya. La percepción de los hijos, complementada con la de padres y madres, puede proporcionar una mirada más profunda sobre un fenómeno atravesado por múltiples dimensiones y en actual transformación.

La evidencia respecto a los beneficios directos e indirectos de la implicación paterna en el desarrollo de los hijos, y su transferencia intergeneracional (Cooper et al., 2019) fundamentan la necesidad de contar con mejores herramientas de evaluación e intervención que apoyen y orienten a los padres en el desarrollo de prácticas parentales positivas.

Referencias

Adamsons, K., & Johnson, S. (2013). An updated and expanded meta-analysis of nonresident fathering and child well-being. Journal of Family Psychology, 27(4), 589-599. https://doi.org/10.1037/a0033786

Allgood, S. M., Beckert, T. E., & Peterson, C. (2012). The role of father involvement in the perceived psychological well-being of young adult daughters: a retrospective study. North American Journal of Psychology, 14(1), 95-110.

Amato, P. (2000). The consequences of divorce for adults and children. Journal of Marriage and Family, 62(4), 1269-1287.

Amato, P. (2014). The consequences of divorce for adults and children: an update. Drustvena Istrazivanja, 23(1), 5-24. https://doi.org/10.5559/di.23.1.01

Amato, P., Day, R., Lamb, M., & Marsiglio, W. (2000). Scholarship on fatherhood in 1990s and beyond. Journal of Marriage and the Family, 62(4), 1173-1191. https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2000.01173.x

Ato, M., López, J., & Benavente, A. (2013). Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en psicología. Anales de Psicología, 29(3), 1038-1059. https://doi.org/10.6018/analesps.29.3.178511

Barbeta-Viñas, M., & Cano, T. (2017). ¿Hacia un nuevo modelo de paternidad? Discursos sobre el proceso de implicación paterna en la España urbana. Revista Española de Investigaciones Sociológicas, 159, 13-30. https://doi.org/10.5477/cis/reis.159.13

Barrocas, J., Vieira-Santos, S., Paixão, R., Roberto, M., & Pereira, C. (2017). The “Inventory of Father Involvement–Short Form” among Portuguese fathers: Psychometric properties and contribution to father involvement measurement. Psychology of Men & Masculinity, 18(2), 144-156. https://doi.org/10.1037/men0000050

Bermúdez-Jaimes, M., Ripoll-Nuñez, K., & Carrillo-Ávila, S. (2014). Differences in parental involvement among mothers and fathers of Colombian adolescents: A confirmatory factor analysis. SRA Biennial Meeting, Austin, TX.

Castillo, J. & Fenzl-Crossman, A. (2010). The relationship between non-marital fathers’ social networks and social capital and father involvement. Child & Family Social Work, 15(1), 66-76. https://doi.org/10.1111/j.1365-2206.2009.00644.

Castillo, J., Welch, G., & Sarver, C. (2011). Fathering: The relationship between fathers’ residence, fathers’ sociodemographic characteristics and father involvement. Maternal & Child Health Journal, 15(8), 1342-1349. https://doi.org/10.1007/s10995-010-0684-6

CEPAL (2018). Los cuidados en América Latina y el Caribe: Textos seleccionados 2007-2018. Páginas Selectas de la CEPAL, Naciones Unidas.

Charles, P., Spielfogel, J., Gorman-Smith, D., Schoeny, M., Henry, D., & Tolan, P. (2018). Disagreement in parental reports of father involvement. Journal of Family Issues, 39(2) 328-351. https://doi.org/10.1177/0192513X16644639

Coe, R. & Merino, C. (2003). Magnitud del efecto: una guía para investigadores y usuarios. Revista de Psicología de la PUCP, XXI(l), 146-177.

Cohen, J. (1988). Statistical power analysis fo the behavioral sciences (2^nd ed.). Lawrence Earlbaum.

Cooper, S., Ross, L., Dues, A., Golden, A., & Burnett, M. (2019). Intergenerational factors, fatherhood beliefs, and African American fathers’ involvement: Building the case for a mediated pathway. Journal of Family Issues, 40(15) 2047-2075. https://doi.org/10.1177/0192513X19849629

Cracco, C., & Costa-Ball, D. (2019). Propiedades psicométricas de la Escala de Comunicación Familiar en familias uruguayas. Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica, 51(2), 77-86. https://doi.org/10.21865/RIDEP51.2.06

Cruz, O., Vasconcelos, J., Barbosa, M., da Silva, L., Teixeira, C., & Fernandes, H. (2011). Parenting Scales: Contributions to the factorial validity of the Portuguese version. Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica, 31(1), 157-176.

Cryer-Coupet, Q., Dorsey, M., Lemmons, B., & Hope, E. (2020). Examining multiple dimensions of father involvement as predictors of risk-taking intentions among black adolescent females. Children and Youth Services Review, 108. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2019.104604

de Santis, L., Barham, E. J., Coimbra, S., & Victorine Fontaine, A. (2017). Envolvimento paterno: Validade interna da versão brasileira do Inventory of Father Involvement. Avaliçãao Psicológica,16(2), 225-233. https://doi.org/10.15689/ap.2017.1602.13

de Wit, E., Louw, D., & Louw, A. (2014). Patterns of contact and involvement between adolescents and their non-resident fathers. Social Work / Maatskaplike Werk, 50(1), 116-133. https://doi.org/10.15270/50-1-19

Elousa, P., & Zumbo, B. (2008). Coeficientes de fiabilidad para escalas de respuesta categórica ordenada. Psicothema, 20(4), 896-901.

Finley, G., & Schwartz, S. (2004). The father involvement and nurturant fathering scales: Retrospective measures for adolescent and adult children. Educational and Psychological Measurement, 64(1), 143-164. https://doi.org/10.1177/0013164403258453

Flora, D., & Curran, P. (2004). An empirical evaluation of alternative methods of estimation for confirmatory factor analysis with ordinal data. Psychological Methods, 9(4), 466-491. https://doi.org/10.1037/1082-989X.9.4.466

Flouri, E., Midouhas, E., & Narayanan, M. (2016). The relationship between father involvement and child problem behavior in intact families: A 7-year cross-lagged study. Journal of Abnormal Child Psychology, 44(5), 1011-1021. https://doi.org/10.1007/s10802-015-0077-9

González-Calderón, M., Rodríguez, M., & Suárez, J. (2014). Propiedades psicométricas y dimensionalidad de la versión española para niños y adolescentes del Father Involvement Scale (FIS). Acción Psicológica, 11(2), 61-76.

Hawkins, A., Bradford, K., Palkovitz, R., Christiansen, S., Day, R., & Call, V. (2002). The Inventory of Father Involvement: A pilot study of a new measure of father involvement. Journal of Men’s Studies, 10(2), 183-196. https://doi.org/10.3149/jms.1002.183

Hawkins, D., Amato, P., & King, V. (2007). Nonresident father involvement and adolescent well-being: Father effects or child effects? American Sociological Review, 72(6), 990-1010. https://doi.org/10.1177/000312240707200607

IPPF/WHR & Promundo (2017). Estado de la paternidad: América Latina y el Caribe. IPPF/RHO & Promundo-US.

Jessee, V., & Adamsons, K. (2018). Father involvement and father-child relationship quality: An intergenerational perspective. Parenting: Science and Practice, 18(1), 28-44. https://doi.org/10.1080/15295192.2018.1405700

Lamb, M. (2010). How do fathers influence children’s development? Let me count the ways. En M. Lamb (Ed.), The role of the father in child development (5^th ed.), (pp. 1-26). John Wiley & Sons, Inc.

Lamb, M., Pleck, J., Charnov, E., & Levine, J. (1985). Paternal behavior in humans. American Zoologist, 25(3), 883-894. https://doi.org/10.1093/icb/25.3.883

Lee, J., & Schoppe-Sullivan, S. (2017). Resident fathers' positive engagement, family poverty, and change in child behavior problems. Family Relations, 66(3), 484-496. https://doi.org/10.1111/fare.12283

Lloret-Segura, S., Ferreres-Traver, A., Hernández-Baeza, A., & Tomás-Marco, I. (2014). El análisis factorial exploratorio de los ítems: Una guía práctica, revisada y actualizada. Anales de Psicología, 30(3), 1151-1169. https://doi.org/10.6018/analesps.30.3.199361

Lorenzo-Seva, U., & Ferrando, P. J. (2006). FACTOR: A computer program to fit the exploratory factor analysis model. Behavior Research Methods, 38(1), 88-91. https://doi.org/10.3758/bf03192753

Marchand-Reilly, J., & Yaure, R. (2019). The role of parents’ relationship quality in children’s behavior problems. Journal of Child and Family Studies, 28, 2199-2208. https://doi.org/10.1007/s10826-019-01436-2

Marsiglio, W., & Roy, K. (2013). Fathers’ nurturance of children over the life course. En G. Peterson & K. Bush (Eds.), Handbook of marriage and the family (3^rd ed.), (pp. 353-376). Springer.

Miller, D., Thomas, M., Waller, M., Nepomnyaschy, L., & Emory, A. (2020). Father involvement and socioeconomic disparities in child academic outcomes. Journal of Marriage and Family, 82(2), 515-533. https://doi.org/10.1111/jomf.12666

Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2017). Mplus User’s Guide (8^th ed.). Los Ángeles: Muthén & Muthén

Oláh, L., Kotowska, I., & Richter, R. (2018). The new roles of men and women and implications for families and societies. En: G. Doblhammer & J. Gumà (Eds.), A Demographic Perspective on Gender, Family and Health in Europe, (pp. 41-64). Springer Open. https://doi.org/10.1007/978-3-319-72356-3

Pardo, I., Martín-García, T., Castro-Martín, T., & Cabella, W. (2019). Fatherhood after union breakup in Uruguay: Transitory or life-long commitment? Journal of Family Issues, 0192513X1988296. https://doi.org/10.1177/0192513x19882960

Perera, M., & Cazulo, P. (2016). Índice de Nivel Socioeconómico. Propuesta de actualización. Centro de Investigaciones Económicas (CINVE), Montevideo, Uruguay.

Perry, A. (2009). The influence of the extended family on the involvement of nonresident African American fathers. Journal of Family Social Work, 12(3), 211-226. https://doi.org/10.1080/10522150903046390

Ping Su, L., Kubricht, B., & Miller, R. (2017). The influence of father involvement in adolescents’ overall development in Taiwan. Journal of Adolescence, 59, 35-44. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2017.05.010

Rodríguez, M., Carrasco, M., & Holgado-Tello, F. (2016). Contribución de la aceptación-rechazo materno y paterno al ajuste psicológico de los hijos: Diferencias entre población clínica y general. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica, 21, 137-146. https://doi.org/10.5944/rppc.vol.21.num.2.2016.16120

Schreiber, J., Nora, A., Stage, F., Barlow, E., & King, J. (2006). Reporting structural equation modeling and confirmatory factor analysis results: a review. The Journal of Educational Research, 99(6), 323-338. https://doi.org/10.3200/JOER.99.6.323-338

Smith, A., Tamis-LeMonda, C., Ruble, D., Zosuls, K., & Cabrera, N. (2012). African American, White and Latino fathers’ activities with their sons and daughters in early childhood. Sex Roles, 66, 53-65. https://doi.org/10.1007/s11199-011-0080-8

Tamis-LeMonda, C., Kahana-Kalman, R., & Yoshikawa, H. (2009). Father involvement in immigrant and ethnically diverse families from the prenatal period to the second year: Prediction and mediating mechanisms. Sex Roles, 60(7-8), 496-509. https://doi.org/10.1007/s11199-009-9593-9

Walsh, F. (2012). The new normal. Diversity and complexity in 21^st-century families. En F. Walsh (Ed.), Normal family processes. Growing diversity and complexity (4^th ed.), (pp. 3-27). The Guilford Press.

Zumbo, B. D., Gadermann, A. M., & Zeisser, C. (2007). Ordinal versions of coefficients alpha and theta for Likert rating scales. Journal of modern applied statistical methods, 6(1), 21-29. https://doi.org/10.22237/jmasm/1177992180