Los estilos parentales de socialización y el ajuste psicológico. Un estudio con adolescentes ...

23 Pages·2015·0.23 MB·Spanish

Revista de Psicodidáctica
ISSN: 1136-1034
[email protected]
Universidad del País Vasco/Euskal
Herriko Unibertsitatea
España
Fuentes, María C.; García, Fernando; Gracia, Enrique; Alarcón, Antonio
Los estilos parentales de socialización y el ajuste psicológico. Un estudio con adolescentes españoles
Revista de Psicodidáctica, vol. 20, núm. 1, enero-junio, 2015, pp. 117-138
Universidad del País Vasco/Euskal Herriko Unibertsitatea
Vitoria-Gazteis, España
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Revista de Psicodidáctica, 2015, 20(1), 117-138 ISSN: 1136-1034 eISSN: 2254-4372
www.ehu.es/revista-psicodidactica © UPV/EHU
DOI: 10.1387/RevPsicodidact.10876
Los estilos parentales de socialización
y el ajuste psicológico.
Un estudio con adolescentes españoles
María C. Fuentes, Fernando García, Enrique Gracia, y Antonio Alarcón
Universidad de Valencia
Resumen
Contribuyendo al actual debate de la literatura acerca del estilo educativo parental óptimo para el me-
jor ajuste psicosocial de los hijos, el objetivo de este estudio fue analizar qué estilo se relaciona con el
mejor ajuste psicológico de los adolescentes españoles. Participaron en el estudio 772 adolescentes,
358 hombres (46.4%) y 414 mujeres (53.6%), entre 12 y 17 años (M = 14.95, DT = 1.59). Se clasificó a
las familias según su estilo de actuación (autorizativo, indulgente, autoritario o negligente). Como cri-
terios se evaluaron autoconcepto y desajuste psicológico en sus medidas multidimensionales. Los re-
sultados muestran que el estilo indulgente, basado fundamentalmente en el afecto y no en la imposi-
ción parental, se relaciona con los mejores resultados en los criterios evaluados. Se destaca, por tanto,
la importancia de la implicación afectiva de los padres en la socialización de sus hijos para el adecuado
ajuste psicológico y emocional de los adolescentes españoles.
Palabras clave: Adolescencia, implicación afectiva, estilos parentales, ajuste psicológico.
Abstract
Contributing to the current debate in the literature about the optimal educational parenting style
that benefits the best psychosocial adjustment of children, the aim of this study was to analyze
which parenting style is related to the best psychological adjustment among Spanish adolescents.
Participants in the study were 772 adolescents, 358 males (46.4%) and 414 females (53.6%) between
12 and 17 years old (M = 14.95, SD = 1.59). Families were classified according to their parenting style
(authoritative, indulgent, authoritarian, or neglectful). Self-concept and psychological maladjustment
in their multidimensional measures were assessed as criteria. Results showed that indulgent style,
fundamentally based on affection and not on parental imposition, is related to the best results on the
criteria assessed. The importance of parental affective involvement in the socialization of their children
for the adequate psychological and emotional adjustment of Spanish adolescents is highlighted.
Keywords: Adolescence, affective involvement, parenting styles, psychological adjustment.
Correspondencia: María C. Fuentes. Departamento de Metodología de las Ciencias del Compor-
tamiento. Facultad de Psicología. Universidad de Valencia. Av. Blasco Ibáñez, 21. 46010, Valencia.
E-mail: [email protected]
MARÍA C. FUENTES, FERNANDO GARCÍA, ENRIQUE GRACIA,
118 Y ANTONIO ALARCÓN
Introducción ajuste psicológico de los hijos; mien-
tras que las variables familiares que
El bienestar psicológico es uno denotan aspectos negativos en el fun-
de los constructos más relevantes de cionamiento familiar, como por ejem-
la investigación en salud integral, es- plo la baja cohesión y los conflictos
pecialmente relevante durante la ado- entre los padres, se relacionan con un
lescencia, periodo de transición a la peor desarrollo psicológico y emocio-
edad adulta marcado por continuos nal de los hijos (Cosgaya, Nolte, Mar-
cambios biológicos y psicológicos en tínez-Plambiega, Sanz, e Iraug, 2008;
el que el adolescente formará su pro- Manso, García-Baamonde, Alonso, y
pia identidad y autonomía personal Barona, 2011).
(Smetana, Campione-Barr, y Metzger, Entre las variables familiares, una
2006). Debido a las importantes re- de las líneas de investigación de ma-
percusiones que puede tener un inade- yor interés desde hace décadas en la
cuado desarrollo psicológico durante literatura científica es el estudio de
esta etapa evolutiva así como para la las relaciones entre los diferentes esti-
edad adulta, diversos estudios se han los educativos de los padres en el pro-
centrado en el análisis de los factores ceso de socialización y el ajuste psi-
que se relacionan con un ajuste psico- cosocial de los hijos. La investigación
lógico óptimo en la adolescencia (In- de la socialización parental se ha ba-
glés, Martínez-González, García-Fer- sado tradicionalmente en el modelo
nández, Torregrosa, y Ruiz-Esteban, teórico de dos grandes dimensiones
2012; Ferrándiz, Hernández, Bermejo, teóricamente independientes (Darling
Ferrando, y Sáinz, 2012). y Steinberg, 1993; Maccoby y Martin,
Entre estos factores, la familia, 1983), aceptación/implicación y seve-
como principal agente socializador, ha ridad/imposición, que definen la ac-
recibido una importante atención en- tuación parental. La dimensión acep-
tre los investigadores. Así, variables tación/implicación hace referencia al
como la estructura familiar, la cohe- grado en el que los padres se implican
sión y la presencia de conflictos en el de manera afectiva en la socialización
hogar tanto entre los padres como en- de los hijos mostrándoles cariño, ofre-
tre padres e hijos, entre otras, han sido ciendo su apoyo y comunicándose con
ampliamente estudiadas en relación ellos haciendo uso de la razón cuando
con diferentes criterios del ajuste psi- éstos se comportan de manera inade-
cológico de los hijos (Gavazzi, 2013; cuada. La dimensión severidad/impo-
Povedano, Hendry, Ramos, y Varela, sición se refiere al grado en el que los
2011). El estudio de estas variables padres actúan de manera estricta e im-
presenta en la literatura unos resulta- positiva para establecer los límites en
dos consistentes, de forma que gene- su conducta e imponer así su autori-
ralmente las variables familiares que dad. La revisión de la literatura destaca
representan un funcionamiento fami- la importancia de combinar ambas di-
liar óptimo se relacionan con un buen mensiones ortogonales, dando lugar a
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cuatro tipologías de actuación parental se relaciona con un ajuste psicoló-
(autorizativo —alta aceptación/impli- gico óptimo (Alegre, Benson, y Pé-
cación y alta severidad/imposición—, rez-Escoda, 2013; Bastaits, Ponnet, y
indulgente —alta aceptación/implica- Mortelmans, 2012), su combinación
ción y baja severidad/imposición—, con las actuaciones estrictas e impo-
autoritario —baja aceptación/implica- sitivas de los padres (severidad/im-
ción y alta severidad/imposición—, y posición) genera serias dudas sobre
negligente —baja aceptación/implica- el efecto que tiene en el bienestar psi-
ción y baja severidad/imposición—), cológico de los hijos, principalmente
para representar todas las distinciones cuando el entorno cultural y social en
teóricas que ofrece el modelo (Lam- el que se estudia dicha relación va-
born, Mounts, Steinberg, y Dornbusch, ría (Baumrind, 1991; Dwairy, 2008;
1991; Steinberg, Lamborn, Darling, Linares, Rusillo, Cruz, Fernández, y
Mounts, y Dornbusch, 1994). Arias, 2011).
La investigación empírica ha En este sentido, uno de los re-
constatado mayoritariamente que las sultados más consistentes obtenidos
relaciones entre los cuatro estilos pa- fundamentalmente en contextos cul-
rentales y los diferentes criterios de turales anglosajones es que el estilo
ajuste psicosocial de los hijos no cam- parental caracterizado por la combina-
bian con las variaciones de variables ción de afecto e imposición (alta acep-
demográficas como la edad y el sexo tación/implicación y alta severidad/
de los adolescentes o de los padres imposición), el estilo autorizativo, se
(Aunola, Statin, y Nurmi, 2000; Gra- relaciona con el mejor ajuste psicoló-
cia, Fuentes, García, y Lila, 2012; gico y social de los hijos (Baumrind,
Martínez, García, Camino, y Camino, 1991; Lamborn et al., 1991; Steinberg
2011; Martínez, García, Musitu, y et al., 1994). Por ejemplo, Kritzas y
Yubero, 2012). De manera que deter- Grobler (2005) concluyeron que los
minado estilo se relacione con mejo- hijos de familias autorizativas mos-
res resultados dependiendo del sexo traron una mayor capacidad de afron-
del hijo o del padre o a una determi- tar y superar eventos vitales adversos
nada edad. No obstante, sí existen y estresantes manteniendo conductas
importantes inconsistencias en la li- adaptativas. En la misma línea, Au-
teratura científica en torno a cómo in- nola et al. (2000) encontraron que los
fluye la actuación de los padres en el adolescentes con padres autorizativos
proceso de socialización en el ajuste hacían un mejor uso de estrategias
y bienestar psicológico de los hijos adaptativas. Además, diferentes estu-
(Becoña et al., 2012; García y Gracia, dios han concluido que el rendimiento
2014; White y Schnurr, 2012). Mien- académico es más alto (Im-Bolter,
tras que la mayoría de estudios han Zadeh, y Ling, 2013) y tienen menos
concluido que la actuación de los pa- problemas de conducta y de consumo
dres basada fundamentalmente en el de sustancias (Bahr y Hoffman, 2010;
afecto (alta aceptación/implicación) Becoña et al., 2013).
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Sin embargo, existe evidencia y Gracia, 2009, 2010; Gracia, Fuen-
empírica que sugiere que esta com- tes, y García, 2010). Por ejemplo, Ga-
binación de afecto e imposición no raigordobil y Aliri (2012) encontra-
siempre se asocia a los mejores resul- ron que los padres caracterizados por
tados en el bienestar psicológico y so- este estilo de actuación promovían
cial de los hijos. Diferentes estudios menos actitudes sexistas en los hijos.
llevados a cabo en contextos cultura- Además, diferentes estudios han con-
les diferentes al anglosajón (Dwairy cluido que los hijos de familias in-
y Achoui, 2006; Dwairy y Menshar, dulgentes mostraban un mejor uso de
2006), en grupos minoritarios étni- estrategias de aprendizaje y mayor lo-
cos (Chao, 2001; Steinberg, Mounts, gro académico (Cerezo, Casanova, de
Lamborn, y Dornbusch, 1991) e in- la Torre, y Carpio, 2011), menos pro-
cluso en familias con un nivel so- blemas de conducta y de consumo de
cio-económico bajo (Hoff, Laursen, sustancias (Calafat, García, Juan, Be-
y Tardif, 2002), sugieren que el estilo coña, y Fernández-Hermida, 2014;
educativo basado fundamentalmente Gracia et al., 2012; Martínez, Fuen-
en la imposición y no en el afecto pa- tes, García, y Madrid, 2013). Estos
rental (baja aceptación/implicación resultados sugieren que en España la
y alta severidad/imposición), el es- actuación de los padres basada fun-
tilo autoritario, es un estilo educativo damentalmente en el afecto y no en
adecuado. Por ejemplo, Baumrind la imposición (alta aceptación/impli-
(1972) encontró que los adolescentes cación y baja severidad/imposición),
afro-americanos de familias autori- el estilo indulgente, es el que se rela-
tarias mostraron las mejores puntua- ciona con los mejores resultados en el
ciones en asertividad e independen- ajuste psicosocial de los hijos.
cia. Dwairy (2008) también concluyó Debido a que la mayoría de inves-
que este estilo de actuación parental tigaciones realizadas en este ámbito
no afectaba negativamente a la salud de estudio analizan de forma general
mental de los adolescentes árabes. las relaciones entre los estilos parenta-
Otro conjunto de estudios con- les y el ajuste psicosocial de los hijos
cluyen que el alto afecto y la baja (Alonso-Geta, 2012; García y Gracia,
imposición parental (alta aceptación/ 2009, 2010; Gracia et al., 2012), el ob-
implicación y baja severidad/impo- jetivo del presente estudio fue analizar
sición), el estilo indulgente, se rela- qué estilo educativo se relaciona con el
ciona con el mejor ajuste y bienestar mejor ajuste psicológico de los adoles-
de los hijos (Brasil, Martínez, y Gar- centes españoles, a partir de una mues-
cía, 2008; Italia, DiMaggio, y Zappu- tra representativa de una comunidad
lla, 2014; Portugal, Rodrigues, Veiga, autónoma española (i.e., Baleares).
Fuentes, y García, 2013). Es en esta Como criterios de ajuste se evalua-
línea de resultados donde se sitúa la ron el desajuste psicológico, a través
incipiente investigación realizada en de una medida multidimensional, y el
España (Alonso-Geta, 2012; García autoconcepto, como un indicador clá-
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sico del ajuste adolescente (Delgado, basado en el modelo teórico de socia-
Inglés, y García-Fernández, 2013; lización (Maccoby y Martin, 1983),
Fuentes, García, Gracia, y Lila, 2011a, que permite tanto un análisis general
2011b; Shavelson, Hubner, y Stanton, con respecto a las relaciones entre las
1976), también en su medida multidi- dos dimensiones principales (acepta-
mensional (académico, social, emocio- ción/implicación y severidad/imposi-
nal, familiar y físico). La investigación ción) con los criterios evaluados, así
empírica ha demostrado en repetidas como un análisis más concreto y es-
ocasiones que las medidas multidi- pecífico en cuanto a las relaciones con
mensionales del autoconcepto ofre- los estilos de actuación (autorizativo,
cen información más detallada, con- indulgente, autoritario y negligente).
creta y específica en su relación con De esta forma, quedan representadas
diferentes áreas del comportamiento todas las posibilidades teóricas que
humano en comparación con la ofre- ofrece el modelo y las conclusiones
cida por las medidas unidimensiona- derivadas del análisis de sus relacio-
les (García-Sánchez, Burgueño-Men- nes con los criterios de ajuste psico-
jibar, López-Blanco, y Ortega, 2013; lógico no quedarán limitadas en este
Inglés et al., 2012; Rodríguez-Fernán- aspecto.
dez, Droguett, y Revuelta, 2012). De Teniendo en cuenta los resultados
esta forma, la evaluación del ajuste de la investigación previa realizada en
psicológico de forma concreta en lu- España en relación con el ajuste psi-
gar del ajuste psicosocial en general cosocial de los adolescentes, se espera
permite la obtención de conclusiones que el estilo indulgente se relacione
específicas sobre la relevancia de la con el mejor ajuste psicológico; de
familia y, en concreto, de la actuación forma que los adolescentes de fami-
de los padres en el proceso de sociali- lias caracterizadas por este estilo de
zación para el adecuado desarrollo y actuación (alto afecto y baja imposi-
ajuste psicológico y emocional de los ción) obtengan las puntuaciones más
hijos. Además, para la evaluación de altas en las dimensiones del autocon-
la actuación parental, a diferencia de cepto y las más bajas en las dimensio-
otros estudios que utilizan instrumen- nes de desajuste psicológico.
tos que dan lugar a tipologías que no
se ajustan al modelo teórico de socia-
lización (Cano, Solanas, Marí-Klose, Método
y Marí-Klose, 2012; García-Linares,
de la Torre, Carpio, Cerezo, y Casa- Participantes y procedimiento
nova, 2014) o estudios en los que úni-
camente se han analizado las relacio- Para realizar el presente estudio
nes entre prácticas parentales de forma con una potencia estadística de .95, se
aislada y diferentes criterios de ajuste realizó una estimación a priori del ta-
(Linares et al., 2011), en el presente maño muestral mínimo necesario. Se
estudio se ha utilizado un instrumento fijaron las tasas de error en la inferen-
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cia estadística en los límites conven- Este instrumento está basado en el mo-
cionales (α = β = .05) y un tamaño delo teórico bidimensional de sociali-
del efecto medio-bajo (f = .15, Co- zación parental (Darling y Steinberg,
hen, 1977) en las pruebas F univaria- 1993; Maccoby y Martin, 1983). Está
das entre los cuatro estilos parentales formado por 212 ítems con una es-
(Lamborn et al., 1991; Steinberg et al., cala de respuesta de 1 («nunca») a 4
1994). Los resultados indicaron que el («siempre») en los que los adolescen-
tamaño muestral mínimo necesario tes valoran la actuación de sus padres
era de 768 participantes (Faul, Erdfel- en 29 escenarios representativos de
der, Buchner, y Lang, 2009; García, la vida cotidiana familiar en la cul-
Pascual, Frías, Van Krunckelsven, y tura occidental. De los 29 escenarios,
Murgui, 2008). 13 hacen referencia a situaciones de
Considerando este resultado, se se- cumplimiento de las normas familia-
leccionaron aleatoriamente 10 centros res («Si cuido mis cosas y voy limpio
educativos a partir de un listado com- y aseado») en las que los adolescentes
pleto de todos los centros de una Co- valoran la frecuencia con la que los pa-
munidad Autónoma española (i.e., Ba- dres les muestran afecto («Me mues-
leares). Al seleccionar con anterioridad tra cariño») e indiferencia («Se mues-
los centros educativos al azar, la mues- tra indiferente»); y 16 que se refieren
tra obtenida (los alumnos que com- a situaciones de desobediencia de di-
ponen cada centro) es similar a la que chas normas («Si me marcho de casa
se hubiese obtenido a través de un sis- para ir a algún sitio, sin pedirle per-
tema aleatorio (Kalton, 1983). Se con- miso a nadie») en las que los adoles-
tactó con los directores de los centros centes indican la frecuencia con la que
para informar de los objetivos de la in- los padres responden mediante diá-
vestigación. Tras su consentimiento se logo («Habla conmigo»), displicencia
solicitaron los correspondientes permi- («Le da igual»), coerción verbal («Me
sos paternos (un 4% de los padres no riñe»), coerción física («Me pega»)
dieron su autorización). Los estudian- y privación («Me priva de algo»). La
tes que tuvieron el permiso de sus pa- puntuación familiar en aceptación/im-
dres eligieron libremente participar en plicación se obtuvo promediando las
el estudio, obteniendo una tasa final respuestas en afecto, diálogo, indife-
de respuesta del 95%. La muestra final rencia y displicencia (en las dos últi-
estuvo compuesta por 772 participan- mas subescalas se invirtieron las res-
tes, 414 mujeres (53.6%) y 358 hom- puestas al relacionarse negativamente
bres (46.4%) de entre 12 y 17 años con la dimensión). La puntuación fami-
(M = 14.95 años, DT = 1.59 años). liar en severidad/imposición se obtuvo
promediando las respuestas en coer-
Instrumentos ción verbal, coerción física y privación
(Lamborn et al., 1991; Steinberg et al.,
Escala de Socialización Paren- 1994). Ambos índices familiares osci-
tal (ESPA29, Musitu y García, 2001). lan entre 1 y 4 puntos correspondiendo
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a altas puntuaciones altos niveles de fianza») y autoconcepto físico («Me
aceptación/implicación y severidad/ cuido físicamente»). Altas puntuacio-
imposición. A partir de estas puntua- nes se corresponden con alto auto-
ciones se tipifica el estilo de sociali- concepto en cualquiera de las dimen-
zación familiar como autorizativo, in- siones. Su estructura factorial se ha
dulgente, autoritario o negligente. Su confirmado en diferentes estudios en
estructura factorial y su invarianza de muestras de España (Cerrato, Sallent,
las variables demográficas sexo y edad Aznar, Pérez, y Carrasco, 2011; Mur-
se ha confirmado en diferentes estu- gui, García, García, y García, 2012),
dios (Martínez et al., 2011; Martínez Chile (García, Musitu, Riquelme,
et al., 2012), así como la ortogonali- y Riquelme, 2011), Portugal (Gar-
dad de las dos dimensiones principales cía, Musitu, y Veiga, 2006) y Esta-
(Lim y Lim, 2003). La fiabilidad com- dos Unidos (García, Gracia, y Zelez-
puesta (FC) y la varianza media extrac- nova, 2013); así como su invarianza
tada (VME) obtenidas fueron FC = .97 factorial de las variables sexo y edad
y VME = 58.16% en aceptación/impli- (Fuentes et al., 2011a, 2011b). La fia-
cación, y FC = .95 y VME = 53.32% bilidad compuesta (FC) y la varianza
en severidad/imposición. En las sub- media extractada (VME) obtenidas
escalas, los valores obtenidos fueron fueron FC = .91 y VME = 75.12% en
FC = .96 y VME = 68.53% en afecto, autoconcepto académico, FC = .82 y
FC = .94 y VME = 62.65% en indife- VME = 70.53% en autoconcepto so-
rencia, FC = .96 y VME = 64.86% en cial, FC = .80 y VME = 65.57% en
diálogo, FC = .91 y VME = 51.66% autoconcepto emocional, FC = .89 y
en displicencia, FC = .94 y VME = 76.24% en autoconcepto fa-
VME = 59.27% en coerción verbal, miliar y, FC = .84 y VME = 68.20%
FC = .94 y VME = 58.78% en coerción en autoconcepto físico.
física, y FC = .95 y VME = 60.40% en Cuestionario de Evaluación
privación. de la Personalidad (PAQ, Rohner,
Escala Multidimensional de Au- 1990). Está compuesto por 36 ítems
toconcepto AF5 (García y Musitu, con una escala de respuesta que os-
1999). Está compuesta por 30 ítems cila de 1 («casi nunca es cierto») a 4
que evalúan 5 dimensiones del auto- («casi siempre es cierto») que eva-
concepto, 6 ítems por dimensión, con lúan las percepciones de los adoles-
una escala de respuesta que oscila de centes acerca de su personalidad y
1 («totalmente en desacuerdo») a 99 rasgos conductuales a partir de 6 di-
(«totalmente de acuerdo»). Autocon- mensiones, 6 ítems por dimensión,
cepto académico («Soy un buen estu- de desajuste psicológico. Hostilidad/
diante»), autoconcepto social («Soy agresión («Me enfado tanto que tiro
una persona amigable»), autocon- y rompo cosas»), autoestima nega-
cepto emocional (ítem invertido, «Me tiva («Me siento inútil y que nunca
asusto con facilidad»), autoconcepto serviré para nada»), autoeficacia ne-
familiar («Mis padres me dan con- gativa («No me siento capaz de ha-
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124 Y ANTONIO ALARCÓN
cer muchas de las cosas que quisiera la mediana (percentil 50) en ambas
hacer»), irresponsividad emocional dimensiones teóricamente indepen-
(«Me resulta difícil expresar abier- dientes, considerando, además el sexo
tamente mis sentimientos a la gente y la edad de los adolescentes (Musitu
que quiero»), inestabilidad emocio- y García, 2001). Así, las familias au-
nal («Algunas veces me siento alegre torizativas fueron aquellas que pun-
y feliz y de repente me siento triste y tuaron por encima de la mediana en
decaído») y visión negativa del mundo ambas dimensiones, las familias in-
(«Creo que el mundo es un lugar peli- dulgentes puntuaron por encima de la
groso»). Las puntuaciones oscilan de mediana en aceptación/implicación y
1 a 4 correspondiendo a altas puntua- por debajo en severidad/imposición,
ciones mayores niveles de desajuste las familias autoritarias puntuaron por
psicológico. La fiabilidad compuesta debajo en aceptación/implicación y
(FC) y la varianza media extractada por encima en severidad/imposición
(VME) obtenidas fueron FC = .78 y y, finalmente, las familias negligen-
VME = 62.20% en hostilidad/agre- tes puntuaron por debajo en ambas
sión, FC = .79 y VME = 63.13% dimensiones (Lamborn et al., 1991;
en autoestima negativa, FC = .76 y Steinberg et al., 1994).
VME = 60.42% en autoeficacia ne- Se aplicó un diseño factorial mul-
gativa, FC = .75 y VME = 58.71% en tivariado (MANOVA, 4 × 2 × 2) con
irresponsividad emocional, FC = .75 y cada conjunto de variables criterio
VME = 60.64% en inestabilidad emo- (autoconcepto y desajuste psicoló-
cional y, FC = .82 y VME = 66.35% gico) considerando el estilo educativo
en visión negativa del mundo. (autorizativo, indulgente, autoritario y
negligente), el sexo (hombre y mujer)
Análisis de datos y la edad (12-14 años y 15-17 años)
como variables independientes para
En primer lugar, considerando las probar posibles efectos de interacción.
puntuaciones previamente obtenidas Posteriormente, se realizaron pruebas
en las dos dimensiones del modelo de F univariadas para examinar las dife-
socialización, aceptación/implicación rencias en las variables de ajuste ana-
y severidad/imposición, se aplicaron lizadas y se aplicó la prueba post-hoc
correlaciones de Pearson con el fin de de Bonferroni.
analizar las relaciones generales de
las dos principales líneas de actuación
parental con autoconcepto y desajuste Resultados
psicológico.
Posteriormente, a partir de ambas Distribución de las familias según el
puntuaciones familiares, se clasificó estilo parental
a las familias según su estilo educa-
tivo. Para ello, se utilizó el procedi- En la Tabla 1 se presenta la dis-
miento de dicotomizar la muestra por tribución de las familias según el es-
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Tabla 1
Distribución de las Familias según el Estilo Parental
Autorizativo Indulgente Autoritario Negligente Total
Frecuencia 226 201 175 170 772
Porcentaje 29.3 26.0 22.7 22.0 100
Aceptación/Implicación
M 3.46 3.44 2.70 2.66 3.11
DT 0.26 0.26 0.28 0.34 0.45
Severidad/Imposición
M 2.07 1.46 1.99 1.47 1.76
DT 0.29 0.16 0.26 0.17 0.37
Nota. Las puntuaciones en aceptación/implicación y severidad/imposición oscilan de 1 a 4.
tilo educativo, así como las medias y toconcepto con tamaños del efecto
desviaciones típicas obtenidas en cada entre pequeños y grandes. Tam-
una de las dimensiones del modelo. bién mostró correlaciones estadísti-
Análisis realizados a posteriori camente significativas y negativas
mostraron que las dos dimensiones con las seis dimensiones de desajuste
principales eran relativamente orto- psicológico evaluadas con tamaños
gonales, r(n = 772) = .10, r² = .01, del efecto entre pequeños y grandes.
p < .01, y que la distribución cru- La dimensión severidad/imposición
zada de las familias en los cua- mostró correlaciones estadística-
tro estilos parentales con el sexo, mente significativas y negativas con
χ²(3) = 4.13, p > .05, y la edad del las dimensiones académica, emocio-
hijo, χ²(3) = 0.68, p > .05, fue estadís- nal y familiar del autoconcepto con
ticamente homogénea. tamaños del efecto entre pequeños
y medianos y, correlaciones estadís-
Correlaciones entre las dos dimen- ticamente significativas y positivas
siones de la actuación parental, au- con cinco de las seis dimensiones de
toconcepto y desajuste psicológico desajuste psicológico con tamaños
del efecto pequeños (hostilidad/agre-
La dimensión aceptación/impli- sión, autoestima negativa, autoefica-
cación mostró correlaciones estadís- cia negativa, inestabilidad emocional
ticamente significativas y positivas y visión negativa del mudo) (ver Ta-
con las cinco dimensiones del au- bla 2).
Revista de Psicodidáctica, 2015, 20(1), 117-138