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Revista de Psicología Clínica con Niños y Adolescentes
Copyright© 2016 RPCNA
www.revistapcna.com - ISSN 2340-8340
Revista de Psicología Clínica con Niños y Adolescentes
Vol. 3. Nº. 2 - Julio 2016 - pp 69-78
Factor structure of the Child’s Report of Parental Behavior Inventory–Abbreviated (CRPBI-A)
Estructura factorial del cuestionario de
percepción de estilos de crianza CRPBI-
Abreviado
Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín
Universidad Nacional de Educación a Distancia, España
Resumen
El objetivo del presente trabajo consiste en presentar la estructura factorial de la versión española abreviada de 29 ítems del Child’s Report of Pa-
rental Behavior Inventory (CRPBI). El CRPBI es un cuestionario de autoinforme de 52 ítems diseñado para evaluar las prácticas de crianza paternas
percibidas por los niños y adolescentes. Aplicamos el cuestionario a una muestra amplia de niños con edades comprendidas entre los 9 y 12 años.
La forma abreviada de 29 ítems del cuestionario (CRPBI-A) consiste en seis escalas que evalúan los siguientes 6 estilos de prácticas de crianza:
comunicativo, hostil/rechazo, controlador, permisivo, sobreprotector, y negligente. Los análisis factoriales exploratorios y confirmatorios apoyan la va-
lidez factorial del CRPBI-A e indican que el mejor ajuste corresponde al modelo de seis factores correlacionados, los cuales representan las 6 esca-
las de estilos de crianza. Obtuvimos similares resultados para las estimaciones relacionadas con las conductas del padre y de la madre. Sugerimos
que el CRPBI-A es un instrumento multidimensional apropiado para la evaluación de los estilos de crianza en los ámbitos de investigación y clínicos.
Palabras clave: CRPBI-A, estilos de crianza, validez factorial, evaluación, análisis factorial conrmatorio.
Abstract
Factor structure of the Child’s Report of Parental Behavior Inventory–Abbreviated (CRPBI-A). The aim of this work was to present the factor struc-
ture of a Spanish reduced 29-item version of the Child’s Report of Parental Behavior Inventory (CRPBI). The CRPBI is a 52-item self-report ques-
tionnaire designed to assess perceived parental behavior in children and adolescents. It was applied to a large sample of children ranging in age from
9 to 12 years old. The 29-item abbreviated form of the questionnaire (CRPBI-A) consists of six scales assessing the following 6 child-rearing styles:
communicative, hostile/rejection, controlling, permissive, overprotective, and negligent. Exploratory and confirmatory factor analyses support the fac-
torial validity of the CRPBI-A, and indicate that the best fit correspond to the model of six correlated factors, which represent the 6 scales of parental
behavior styles. Similar results were found for ratings about father and mother behaviors. Data also provided support for reliability of the proposed
scales. We suggest that the CRPBI-A is an appropriate multidimensional instrument for assessing parenting styles in research and clinical settings.
Keywords: CRPBI-A, child-rearing behavior, factorial validity, assessment, conrmatory factor analysis.
Correspondencia:
Bonifacio Sandín.
Universidad Nacional de Educación a Distancia. Facultad de Psicología.
Calle Juan del Rosal, 10, 28040, Madrid, España.
E.mail: bsandin@psi.uned.es
Existe evidencia de que la psicopatología que se observa durante
la infancia y la adolescencia obedece a múltiples factores, tanto de tipo
constitucional como de índole ambiental. Entre los factores ambien-
tales se han sugerido como especialmente relevantes los relacionados
con el apego (Magaz, Chorot, Sandín, Santed, & Valiente, 2011; Muris,
2007; Sandín, 1997) y los estilos de crianza (Carrasco, del Barrio, &
Holgado, 2007; Forehand & Long, 2010; Iglesias & Romero, 2009;
Muris, 2007; Samper, Cortés, Mestre, Nácjer, & Tur, 2006; van der Put,
Assink, & Stams, 2016). Estos factores ambientales pueden modular
o mediar en el efecto que inducen los factores constitucionales (p.ej.,
inhibición conductual, afectividad negativa, neuroticismo) sobre la
salud del niño y/o adolescente (Sandín, 1997). Así mismo, el cono-
cimiento de los estilos de crianza (i.e., prácticas de crianza, estilos
parentales) y su inuencia sobre la salud puede ser de gran utilidad,
no sólo para el conocimiento psicopatológico de los problemas carac-
terísticos de la infancia y la adolescencia, sino también para elaborar
programas de prevención primaria en este tipo de población (Iglesias
& Romero, 2009; Mendoza, Pedroza, & Martínez, 2014; Rodríguez,
del Barrio, & Carrasco, 2009).
Los estilos de crianza suelen evaluarse a través de la percepción
que tienen los niños/adolescentes sobre la forma en que se compor-
tan sus padres respecto a ellos (p.ej., su conducta, normas, disciplina
familiar, patrones de educación, comunicación y afecto, socializa-
ción, etc.). Estos comportamientos suelen perlarse en diversos
patrones o estilos de crianza que los padres transmiten a sus hijos
durante el proceso del desarrollo evolutivo de estos, y pueden inuir
70 Cuestionario de percepción de estilos de crianza
en su desarrollo y equilibrio psicológico. Se ha sugerido, por ejem-
plo, que los estilos parentales en los que predomina el rechazo, la
frialdad emocional, la falta de apoyo y otras pautas de crianza nega-
tivas suelen asociarse a problemas psicopatológicos en los niños o
adolescentes, tales como problemas de ansiedad y depresión, abuso
de drogas, y diversos problemas del comportamiento (Muris, 2007;
Repetti, Taylor, & Seeman, 2002).
Un aspecto importante para el estudio de los estilos de crianza y
su posible aplicación en los ámbitos clínicos y preventivos consiste
en contar con instrumentos validados para su evaluación. Uno de
los instrumentos más conocidos en este sentido es el Child’s Reports
of Parental Behavior Inventory (CRPBI), un cuestionario de autoin-
forme de 52 ítems desarrollado por Schaefer (1965) para ser aplicado
a niños y adolescentes. El CRPBI se elaboró sobre la base de 8 esca-
las racionales (autonomía, autonomía y amor, amor, amor y control,
control y hostilidad, hostilidad, y hostilidad y autonomía) y 26 cons-
tructos (autonomía extrema, disciplina laxa, autonomía moderada,
promover la sociabilidad, evaluación positiva, compartir, expresión
del afecto, estimular el pensamiento independiente, apoyo emocio-
nal, trato igualitario, estimulación intelectual, focalización en el niño,
posesividad, proteccionismo, intrusividad, supresión de la agresión,
severidad, castigo, control a través de la culpa, dirección parental,
riñas, evaluación negativa, irritabilidad, rechazo, negligencia, igno-
rar). El cuestionario evalúa la percepción que tiene el niño sobre las
pautas de crianza, permitiendo separar entre la conducta referida al
padre y la conducta referida a la madre.
El CRPBI fue adaptado al español por Samper et al. (2006)
basándose en una muestra de 1274 adolescentes (13-18 años) y pre-
sentaron datos preliminares sobre su estructura factorial. Los auto-
res aplicaron análisis de componentes principales y rotación orto-
gonal, y obtuvieron 14 factores referidos a la conducta de la madre,
y 13 factores referidos a la conducta del padre. Aunque los autores
no informan sobre los valores propios de los factores, se supone que
extrajeron todos los factores con autovalores ≥ 1 (criterio de Kaiser).
Aplicar sólo este criterio constituye un procedimiento inadecuado,
ya que suele conducir a la extracción de un número excesivo de fac-
tores, muchos de los cuales pueden ser irrelevantes. Posteriormente,
Samper et al. (2006) llevaron a cabo una nueva factorización for-
zando la extracción a 8 factores, de acuerdo con la propuesta de 8
escalas sugerida por Schaefer (1965). Los resultados de este análisis
de componentes principales resultaron en 8 dimensiones que no
coincidían con las 8 escalas propuestas por Schaefer. Siete de estas
dimensiones coincidieron para el padre y para madre, las cuales
fueron denominadas por los autores del siguiente modo: Apoyo y
estimulación a la toma de decisiones, Evaluación negativa, Evalua-
ción positiva, Permisividad, Sobreprotección, Negligencia, y Desa-
probación. Las dimensiones de no coincidencia fueron Sobreprotec-
ción-Ignorar (referido al padre) y Hostilidad-Rigidez (referido a la
madre). Aparte de la no coincidencia entre ambas estructuras facto-
riales, un problema relacionado con las estructuras presentadas en
este estudio consiste en la baja homogeneidad en el número de ítems
que conforman cada dimensión, variando entre 17 ítems (factor de
Apoyo y estimulación a la toma de decisiones, referido al padre) y
2 ítems (factores de Evaluación positiva y Desaprobación, referidos
al padre). Aunque los autores no proporcionan información sobre
los coecientes alfa de las dimensiones, indican que éstos oscilaron
entre .88 y .30. Samper et al. concluyeron diciendo que únicamente
los dos primeros factores, obtenidos para ambos progenitores (i.e.,
Apoyo y estimulación a la toma de decisiones, y Evaluación nega-
tiva), resultaron ser estables y consistentes. Así mismo, sugieren la
necesidad de nuevos estudios que permitan depurar la escala y de-
nir de forma más precisa las posibles dimensiones de la misma.
En un trabajo posterior llevado a cabo por Carrasco et al. (2007),
se estudió la estructura del CRPBI con una muestra de 1106 niños y
adolescentes entre 8 y 14 años de edad. Tras aplicar análisis de com-
ponentes principales, basándose en el test de scree (Cattell, 1966) los
autores aislaron 3 factores primarios que denominaron Comunica-
ción/Afecto (22 ítems), Control (10 ítems), y Hostilidad/Permisividad
(12 ítems). Tales dimensiones fueron aisladas sobre la base de 44 ítems
del CRPBI. El primer factor presenta cierta similitud con el factor de
Apoyo y estimulación a la toma de decisiones aislado por Samper et
al. (2006), mientras que los factores de Control y Hostilidad/Permisi-
vidad presentan cierto solapamiento con el factor de Evaluación nega-
tiva aislado por estos últimos autores. A pesar de estas posibles simili-
tudes, Carrasco et al. (2007) sugieren que la estructura tridimensional
(amor, hostilidad, y control) que presentan es más parsimoniosa y
robusta, y muestra mejor consistencia interna.
Dada la discrepancia que existe sobre la estructura del CRPBI, y
dada la necesidad de una depuración de la misma, sería necesario lle-
var a cabo nuevos estudios que nos permitan obtener una estructura y
forma del cuestionario consistente y útil, para su utilización tanto en
investigación como en la práctica clínica. Por otra parte, hasta estos
momentos no se ha llevado a cabo ningún estudio sobre la estruc-
tura del cuestionario centrado en una muestra exclusiva de niños (el
estudio de Samper et al. se basa en adolescentes, y el de Carrasco et
al. en una combinación de niños y adolescentes). El presente estudio
tiene como nalidad examinar la estructura factorial de la CRPBI par-
tiendo de la versión adaptada por Samper et al. (2006) aplicándola a
una muestra de niños. En principio, hipotetizamos una estructura de
8 factores que deberían corresponder con las 8 escalas propuestas por
Schaefer (1965). Por otra parte, partiendo de los resultados obtenidos
por Samper et al. (2006) y Carrasco et al. (2007) sobre la estructura
factorial de la CRPBI, esperamos aislar factores consistentes y esta-
bles (i.e., referido al padre y a la madre). Finalmente, dadas las incon-
sistencias de algunos de los ítems del cuestionario referidos en estos
estudios, pretendemos aislar una estructura más depurada del CRPBI,
basada en los ítems más relevantes.
Método
Participantes y procedimiento
En el estudio participaron 969 niños con edades comprendidas
entre los 9 y los 12 años (M = 11.10; DT = 0.82), de los cuales 483
(49.80%) eran chicos y 486 (50.20%) eran chicas. La edad era similar
en ambos grupos (t < 1). Los participantes pertenecían a varios cen-
tros educativos de enseñanza secundaria de Madrid. Los cuestiona-
rios fueron aplicados por el segundo autor, de forma colectiva, en las
aulas de los propios centros de enseñanza en que se encontraban los
alumnos. La aplicación de los cuestionarios se llevó a cabo tras la pre-
ceptiva autorización de los centros de enseñanza y el consentimiento
informado de los padres.
Instrumento de evaluación
Child´s Report of Parental Behavior Inventory (CRPBI; Schaefer,
1965). El CRPBI está constituido por 52 elementos que evalúan la per-
cepción que tiene el niño o adolescente de sus relaciones parentales
con ambos padres (los 52 ítems se dirigen de forma separada al padre
y a la madre; véase Apéndice). El CRPBI fue diseñado por Schaefer
71 Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín
(1965) para evaluar 26 subescalas, las cuales se agruparon en 8 dimen-
siones más generales denominadas (8 escalas racionales; véase atrás).
En el presente estudio aplicamos el cuestionario según un formato de
respuesta de frecuencia de tres puntos, variando entre “Nunca o casi
nunca” (1) y “Muchas veces” (3). Se utilizó la versión española de la
prueba llevada a cabo por Samper et al. (2006).
Tratamiento estadístico de los datos
Inicialmente aplicamos análisis de componentes principales, ya
que tratábamos de seleccionar las variables relevantes a las dimen-
siones subyacentes al cuestionario (componentes). Este método de
análisis factorial es apropiado cuando, como en el presente estudio,
se pretende reducir el elevado número de variables a un número
discreto de componentes. Previo a los análisis factoriales examina-
mos la adecuación de la muestra, siendo ésta apropiada; Kaiser-Me-
yer-Olkin = .88 (datos referidos al padre) y .85 (datos referidos a la
madre). El número de factores a extraer fue determinado mediante
criterios teóricos y empíricos. Los criterios teóricos los basamos en
la evidencia de la literatura sobre la estabilidad de ciertas dimen-
siones, tales como las relacionadas con la hostilidad, el control y la
comunicación afectiva (o amor), así como también en el criterio de
interpretabilidad de las estructuras factoriales (Gorsuch, 1983). En
cuanto a los criterios empíricos, y partiendo del valor mínimo de 1
para los autovalores (Kaiser), aplicamos el test de scree (Cattell, 1966),
los criterios de la estructura simple de urstone (1947), y el análi-
sis paralelo (O’Connor, 2000). Dado que asumíamos que los factores
deberían correlacionar entre sí, se aplicó rotación oblicua (promax).
Los análisis de componentes principales, así como los análisis de a-
bilidad, se llevaron a cabo mediante el programa estadístico SPSS.18.
Posteriormente examinamos mediante análisis factorial conr-
matorio la estructura aislada previamente a través de los análisis de
componentes principales. De este modo pretendíamos determinar
hasta qué punto el modelo basado en la estructura factorial explo-
ratoria se ajustaba a los datos. El diseño de los modelos factoriales
conrmatorios se basó, por tanto, el indicadores obtenidos a partir
de las variables observadas (ítems del cuestionario) que resultaron
ser relevantes para congurar la estructura del CRPBI. Los análisis se
efectuaron con el programa de ecuaciones estructurales EQS (Bentler,
2005). Con objeto de obtener un modelo más consistente, en ningún
caso se permitió la covariación entre los residuos. La varianza de las
variables latentes se jó en 1.00 con objeto de identicar el modelo
de medida. Puesto que los datos basados en cuestionarios tipo Likert
pueden presentar problemas de distribución normal dado el método
de evaluación categórica utilizado, se utilizaron las correlaciones
policóricas y el método de estimación ML robusto, el cual propor-
ciona estadísticos robustos a partir de la prueba escalada de χ2 de
Satorra-Bentler (S-Bχ2) y errores estándar robustos, corrigiendo los
errores debidos a una posible violación del principio de normalidad.
Este método de análisis garantiza que que los valores calculados son
válidos incluso aunque se violase la asunción de normalidad en el
método de estimación.
En los análisis factoriales conrmatorios empleamos los siguien-
tes indicadores de bondad de ajuste: (1) S-Bχ2 (χ2 de Satorra-Bentler),
(2) S-Bχ2 dividido por los grados de libertad (cocientes ≤ 5.0 indican
buen ajuste; a menor índice mejor ajuste), (3) CFI (robust compara-
tive t index), (4) SRMR (standardized root mean-square residual),
y (5) RMSEA (root mean square error of approximation). Se consi-
dera un ajuste aceptable si los valores de CFI ≥ 0.90, SRMR ≤ 0.08, y
RMSEA ≤ 0.06 (Sandín, Chorot, Valiente, & Lostao, 2009).
Resultados
Análisis factorial exploratorio del CRPBI
El análisis factorial exploratorio se llevó a cabo basándonos en
los 52 ítems del CRPBI, efectuándose de forma separada para las
respuestas referidas al padre y las referidas a la madre. En rela-
ción con las respuestas referidas al padre, obtuvimos 9 factores con
autovalores ≥ 1, cuyos valores fueron como sigue: 10.23, 5.03, 2.39,
1.47, 1.38, 1.30, 1.21, 1.12 y 1.05. La aplicación de los criterios de
extracción indicados arriba sugería una estructura de 6 factores.
En relación con las respuestas referidas a la madre, obtuvimos 11
factores con autovalores ≥ 1, cuyos valores fueron como sigue:
8.95, 4.55, 2.31, 1.55, 1.38, 1.36, 1.21, 1.18, 1.13, 1.11 y 1.10. La
aplicación de los criterios de extracción indicados arriba sugería
una estructura de 6 factores similar a la obtenida con las respuestas
referidas al padre.
Por tanto, se extrajeron 6 factores en cada una de las dos
muestras de datos (i.e., referidos al padre y referidos a la madre).
Tras aplicar los criterios de extracción indicados se eliminaron 23
ítems, los mismos en ambas estructuras factoriales. Los 29 ítems
seleccionados fueron de nuevo sometidos a análisis de componen-
tes principales, obteniéndose una clara estructura de 6 factores
similares conceptualmente en ambas muestras de datos (i.e., padre
vs. madre). Los resultados de estos análisis se indican en la Tabla 1.
El análisis de componentes principales de los 29 ítems selec-
cionados referidos al padre reflejó una estructura de 6 factores
que explicaban el 48.43% de la varianza, con los siguientes auto-
valores: 5.07, 3.61, 1.83, 1.36, 1.66, 1.10. Tales factores describían,
respectivamente, las siguientes dimensiones o estilos de crianza:
comunicativo (7 ítems), hostil/rechazo (5 ítems), controlador (5
ítems), permisivo (4 ítems), sobreprotector (4 ítems) y negligente
(4 ítems) (véase la Tabla 1). Aunque los tres últimos factores expli-
caban escasa varianza, la estructura factorial resultó ser bastante
consistente reflejando claros estilos de crianza. Como puede apre-
ciarse en la Tabla 1, las saturaciones son en general elevadas (la
mayor parte de las saturaciones están por encima de .60, y ninguna
es inferior a .40). Los resultados que se indican en la Tabla 1 se
obtuvieron tras rotación oblicua (partimos de la hipótesis de que
los factores deberían estar moderadamente correlacionados). Las
correlaciones entre los factores se indican en la Tabla 2, y reflejan
la existencia de correlaciones moderadas o bajas entre los factores.
Estas correlaciones son consistentes con el significado conceptual
de los factores. Por ejemplo, el Factor 1 (estilo de crianza comuni-
cativo) correlaciona negativamente con Factores 2 (hostil/rechazo)
y 6 (negligente), y positivamente con el Factor 5 (sobreprotector)
(véase la Tabla 2 para el resto de correlaciones).
Los resultados del análisis factorial de los 29 ítems referidos a
la madre fueron similares a los referidos al padre (véase la Tabla 1).
Obtuvimos igualmente una estructura de 6 factores, que explicaban
el 45.53% de la varianza, con los siguientes autovalores: 4.60, 3.14,
1.81, 1.35, 1.25, 1.10. Tales factores reflejaban, respectivamente,
las siguientes dimensiones o estilos de crianza: comunicativo (7
ítems), hostil/rechazo (5 ítems), controlador (5 ítems), sobrepro-
tector (4 ítems), permisivo (4 ítems) y negligente (4 ítems). Al igual
que con el análisis de los datos referidos al padre, la estructura
factorial es bastante consistente a pesar de que la varianza de los
tres últimos factores resultó ser baja. Igualmente, las saturaciones
fueron elevadas (la mayoría de ellas fueron superiores a .60). Los
resultados que se indican en la Tabla 1 se obtuvieron tras rotación
72 Cuestionario de percepción de estilos de crianza
Tabla 1. Estructura factorial exploratorio (componentes principales, rotación oblicua) del CRPBI-R y correlaciones ítem-subescala (r is).
Padre Madre
Ítems del CRPBI-RaPeso factorial r is Peso factorial r is
Factor 1. Estilo comunicativo (a = 0.86/0.82)
5. Le gusta charlar conmigo y contarme cosas .77 .67 .76 .61
6. Le gusta hacer cosas conmigo en casa .74 .64 .73 .58
7. Me habla con voz dulce y amable .64 .61 .63 .58
8. Me siento mejor después de contarle mis problemas .73 .61 .67 .52
9. Me comprende cuando le cuento mis problemas .78 .66 .72 .63
10.Escucha mis ideas y opiniones .75 .67 .59 .58
11.Vamos a lugares bonitos y hablamos de lo que hay allí .57 .51 .58 .46
Factor 2. Estilo hostil/rechazo (a = 0.74/0.72)
21. Le disgusta cómo hago las cosas en casa .41 .43 .36 .40
22. Dice que soy estúpido/a o tonto/a .75 .53 .69 .52
23. Se pone histérico/a conmigo cuando no ayudo en casa .70 .54 .63 .52
24. Se enfada y se pone nervioso/a cuando hago ruido en casa .74 .48 .70 .44
25. Actúa como si yo le molestara .75 .59 .74 .55
Factor 3. Estilo controlador (a = 0.70/0.67)
16. Mantiene el orden en casa poniéndome muchas reglas y normas en casa .52 .37 .55 .32
17. Me repite cómo debo hacer mi trabajo .80 .50 .72 .45
18. Quiere controlar todo lo que hago .70 .54 .62 .48
19. Intenta cambiarme .50 .43 .42 .40
20. Me recuerda las cosas que están prohibidas .66 .45 .69 .43
Factor 4. Estilo permisivo (a = 0.57/0.55)
1. Me deja salir cuando yo quiero .66 .40 .72 .42
2. Me deja ir a cualquier lugar que yo quiera sin preguntarme .70 .38 .66 .37
3. Me permite librarme de las tareas que me manda .59 .30 .54 .26
4. Me deja elegir mi ropa, la comida, actividades, juegos, etc. .57 .31 .55 .31
Factor 5. Estilo sobreprotector (a = 0.60/0.53)
12. Le disgusta que esté mucho tiempo fuera de casa .72 .35 .65 .28
13. Se preocupa por mí cuando estoy fuera de casa .62 .36 .66 .29
14. Me pide que le diga todo lo que hago cuando estoy fuera de casa .60 .45 .62 .42
15.Pregunta a otras personas lo que hago cuando estoy fuera de casa .60 .33 .50 .29
Factor 6. Estilo negligente (a = 0.57/0.50)
26. Parece contento/a cuando se puede librar de mí una temporada2.40 .38 .36 .29
27. Olvida darme las cosas que necesito .62 .39 .47 .34
28. Le da igual si voy bien o mal vestido/a o arreglado/a .58 .56 .56 .23
29. Habla poco conmigo .63 .46 .70 .29
a Número del ítem como aparece en el CRPBI-R. 2 Este ítem también saturó |.37| en el Factor 2 en el análisis referido a la madre. Para los datos referidos a la madre,
se invirtió el orden de los Factores 4 y 5 (para el resto de factores el orden fue idéntico para los datos del padre y los de la madre).
73 Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín
oblicua. Las correlaciones entre los factores se indican en la Tabla
2, y reflejan, igualmente, la existencia de correlaciones moderadas
o bajas entre los factores, siendo también consistentes con el sig-
nificado conceptual de los factores. El Factor 1 (estilo de crianza
comunicativo) correlaciona negativamente con Factores 2 (hostil/
rechazo) y 6 (negligente), y positivamente con el Factor 4 (permi-
sivo) (véase la Tabla 2 para el resto de correlaciones).
Análisis de la fiabilidad del CRPBI-A
Calculamos la consistencia interna (coeciente alfa de Cron-
bach) de cada subescala del cuestionario abreviado (CRPBI-A) de
29 ítems, y la abilidad de análisis de ítems (correlación corregida
ítem-subescala). Los coecientes alfa fueron elevados para la escala
de estilo comunicativo, adecuados para las escalas hostil/rechazo y
controlador, y moderados-bajos para las escalas de los estilos per-
misivo, sobreprotector y negligente (véase la Tabla 1). Aunque los
valores de los coecientes fueron muy similares en ambos tipos de
datos (referidos al padre versus a la madre), en general los niveles de
abilidad son siempre ligeramente superiores para los datos referi-
dos al padre.
El análisis de las correlaciones corregidas ítem-escala indica que
estas variaron entre .30 (Ítem 3) y .67 (Ítems 5 y 10), para la muestra
de datos referidos al padre, y entre .23 (Ítem 28) y .63 (Ítem 9) para
la muestra de datos referidos a la madre. Como puede apreciarse en
la Tabla 1, en general las correlaciones son superiores para los datos
referidos al padre (en este caso, la mayor parte de las correlaciones
están por encima de .40). En contraste, respecto a los datos referidos
a la madre, se observan correlaciones inferiores a .30 en las dos últi-
mas escalas (estilo sobreprotector y estilo negligente).
Análisis factorial confirmatorio del CRPBI-A
La estructura factorial obtenida tras la selección de ítems
mediante el método de componentes principales, esto es, la estruc-
tura de 6 factores basada en 29 ítems que constituyen el CRPBI-A
fue examinada mediante análisis factorial conrmatorio (ecuaciones
estructurales). El modelo de 6 factores sometido a prueba empírica se
construyó asignando los ítems de cada factor de acuerdo con los resul-
tados de nuestro análisis de componentes principales (indicados en la
Tabla 1). El modelo incluía, por tanto, 6 variables latentes (6 factores)
y 29 variables observadas. Dado que en nuestros análisis factoriales
previos obtuvimos correlaciones moderadas entre algunos factores,
los modelos conrmatorios a probar fueron modelos en los que los
factores estaban correlacionados entre sí. No obstante, puesto que las
publicaciones previas sobre el CRPBI se basaron en análisis factoriales
ortogonales, también sometimos a prueba los modelos con los facto-
res no correlacionados.
Los resultados obtenidos indicaron que el modelo se ajustaba bien
a los datos en ambos registros del cuestionario (i.e., datos referidos
al padre y a la madre, respectivamente). En la Tabla 3 se indican los
valores correspondientes a los índices de ajuste calculados para pro-
bar la validez del modelo. En primer lugar, puede observarse que los
modelos correlacionados son superiores a los modelos no correlacio-
nados. Los modelos correlacionados presentan excelentes valores en
los índices de bondad de ajuste en todos los índices examinados. Los
modelos no correlacionados presentan valores claramente inferiores
en todos los índices, lo cual sugiere que los modelos correlacionados
representan mejor la estructura del CRPBI-A (véase la Tabla 3).
En las Figuras 1 y 2 se incluyen los diagramas de los dos modelos
empíricos nales para las muestras de datos referidos al padre y a la
madre, respectivamente. En dichas guras se indican las vías entre
Tabla 2. Correlaciones entre los factores (componentes principales).
Factor 1 Factor 2 Factor 3 Factor 4 Factor 5 Factor 6
Factor 1. Comunicativo ----- -.38 -.02 .18 .13 -.23
Factor 2. Hostil -.36 ----- .29 -.01 -.07 .16
Factor 3. Controlador .03 .37 ----- .27 -.17 -.04
Factor 4. Permisivo .07 -.12 -.14 ----- -.09 -.17
Factor 5. Sobreprotector .30 .02 .31 -.16 ----- .01
Factor 6. Negligente -.28 .23 -.02 .08 -.18 -----
A la izquierda de la diagonal se indican las correlaciones referidas a la conducta del padre; a la derecha las referidas a conducta de la madre.
Tabla 3. Índices de ajuste basados en el análisis factorial confirmatorio del CRPBI-A.
Modelo S-Bχ2(gl) χ2/gl CFI SRMR RMSEA (90% IC)
Modelo correlacionado 6 factores (padre) 762.73 (362) 2.10 0.96 0.08 0.034 (0.03-0.04)
Modelo no correlacionado 6 factores (padre) 1393.10 (377) 3.70 0.91 0.18 0.053 (0.05-0.05)
Modelo correlacionado 6 factores (madre) 1210.70 (362) 3.34 0.95 0.09 0.038 (0.03-0.04)
Modelo no correlacionado 6 factores (madre) 2239.71 (377) 5.94 0.89 0.18 0.056 (0.05-0.06)
Excepto para SRMR, todos los índices son estadísticos robustos; gl = Grados de libertad; S-Bχ2: Scaled Satorra-Bentler χ2; CFI: comparative fit index; SRMR:
standardized root mean square residual; RMSEA: root mean square error of approximation; IC: intervalo confidencial de RMSEA. Los modelos con mejor ajuste
se indican en negrita.
74 Cuestionario de percepción de estilos de crianza
Figura 1. Modelo empírico confirmatorio de 6 factores correlacionados del CRPBI-A basado en los datos referidos a la conducta del padre. Aunque
el modelo incluye la correlación entre todos los factores, únicamente se representan las correlaciones ≥ .30. Los coeficientes de las estimaciones
paramétricas son totalmente estandarizados.
75 Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín
Figura 2. Modelo de 6 factores correlacionados del CRPBI-A basado en los datos referidos a la conducta de la madre. Aunque el modelo incluye
la correlación entre todos los factores, únicamente se representan las correlaciones ≥ .30. Los coeficientes de las estimaciones paramétricas son
totalmente estandarizados.
76 Cuestionario de percepción de estilos de crianza
las variables, las estimaciones paramétricas, y las correlaciones entre
las variables latentes (se incluyen únicamente las correlaciones ≥ .30).
Las estimaciones paramétricas son coecientes completamente estan-
darizados, e indican que las 29 variables seleccionadas representan
adecuadamente las 6 dimensiones latentes de estilos de crianza, tanto
referido al padre como referido a la madre.
El patrón de correlaciones entre las variables latentes es similar
para ambos grupos de datos. Se observan correlaciones entre mode-
radas y altas (≥ .30), y de signo positivo, entre el estilo comunicativo
y el estilo sobreprotector, y entre el estilo hostil y los estilos negli-
gente y controlador. También correlacionan de forma positiva los esti-
los controlador y sobreprotector. En contraste, las correlaciones son
negativas entre el estilo comunicativo y los estilos hostil y negligente,
y entre los estilos sobreprotector y negligente. A partir de los datos
referidos al padre se observa una correlación negativa entre los esti-
los permisivo y sobreprotector (para los datos referidos a la madre la
correlación fue de -.23).
Discusión
En este estudio hemos examinado la estructura factorial del
CRPBI basándonos en análisis factoriales exploratorios y conr-
matorios. Dado que en la literatura aún no se había publicado una
estructura factorial estable y consistente sobre este cuestionario (las
estructuras factoriales obtenidas por los diferentes estudios no coin-
ciden), no teníamos hipótesis especícas sobre ésta, y por ello nues-
tro objetivo fue en primer lugar llevar a cabo un análisis explorato-
rio para aislar la estructura simple y seleccionar los ítems relevantes.
Este aspecto era importante dada la extensión del cuestionario y el
exceso de dimensiones que se han sugerido en la literatura asociadas
al mismo.
Nuestros análisis exploratorios basados en análisis de componen-
tes principales nos han permitido aislar 6 factores, obtenidos a partir
de 29 ítems del CRPBI, los cuales se relacionan conceptualmente con
seis estilos de crianza claros referidos habitualmente en la literatura
(Carrasco et al., 2007; Iglesias & Romero, 2009; Muris, 2007; Rodrí-
guez et al., 2009; Samper et al., 2006; Shaefer, 1965). Estos estilos
de crianza se reeren a conductas adaptativas o desadaptativas que
suelen utilizar los padres en proceso de educación y cuidado de sus
hijos, y pueden etiquetarse como positivos o negativos (Carrasco et
al., 2007; Mendoza et al., 2014). Entre los estilos aislados en el presente
estudio, los estilos comunicativo y permisivo podrían conceptuarse
como estilos adaptativos, mientras que los estilos hostil/rechazo, con-
trolador, sobreprotector y negligente generalmente han sido referidos
como estilos desadaptativos. Los 6 factores aislados inicialmente a
partir de los datos referidos a la conducta del padre fueron replicados
con los datos referidos a la conducta de la madre.
Nuestros resultados coinciden parcialmente con los publicados
por Samper et al. (2006) y Carrasco et al. (2007) basados en el cues-
tionario completo de 52 ítems. Nuestro primer factor (Comunicativo)
guarda cierta similitud con los factores de “apoyo y estimulación a
la toma de decisiones” de Samper et al. y “comunicación/afecto”
de Carrasco et al. Así mismo, nuestros factores segundo (Hostil/
Rechazo) y tercero (Controlador) poseen semejanzas con los factores
de “hostilidad/permisividad” y “control” aislados por Carrasco et al.,
y con el factor de “evaluación negativa” aislado por Samper et al. Aun-
que de forma menos consistente, nuestros factores Permisivo, Sobre-
protector y Negligente aparecen también reejados entre los factores
aislados por Samper et al.
Un segundo objetivo del presente estudio consistió en probar
mediante análisis factorial conrmatorio la estructura aislada previa-
mente a través del análisis de componentes principales. Como puede
apreciarse a partir de nuestros análisis conrmatorios, el modelo
de seis factores correlacionados se ajusta muy bien a los datos, y se
conrma una estructura del CRPBI de 29 ítems representativa con-
ceptualmente de los 6 estilos de crianza aislados mediante el análisis
factorial exploratorio (i.e., comunicativo, hostil/rechazo, controlador,
permisivo, sobreprotector, y negligente). Esta estructura contrasta con
los modelos ortogonales sugeridos inicialmente desde estudios con la
totalidad del cuestionario original (Carrasco et al., 2007; Samper et
al., 2006). Es importante señalar que la estructura factorial se man-
tiene estable para ambos grupos de datos (i.e., referidos al padre y a
la madre, respectivamente), tanto a través de los análisis factoriales
exploratorios como en los análisis factoriales conrmatorios.
Dada la consistencia factorial del cuestionario abreviado (i.e.,
el CRPBI de 29 ítems), cabría esperar elevados niveles de fiabilidad
(consistencia interna) en sus diferentes escalas. Como hemos refle-
jado en nuestros análisis, la fiabilidad es excelente para la escala
del estilo comunicativo, buena o aceptable para las escalas de los
estilos hostil/rechazo y controlador, y moderada para las escalas
de los estilos sobreprotector, permisivo y negligente. Aunque en
los análisis factoriales se observa una menor robustez para estos
tres factores, su consistencia factorial es buena y el descenso de
los coeficientes de fiabilidad puede explicarse por el bajo número
de ítems que conforman estas tres dimensiones de la crianza. Así
mismo, las correlaciones corregidas ítem-escala sugieren buenos
niveles de fiabilidad para las escalas del CRPBI-A, aunque, en línea
con lo indicado para los coeficientes alfa, las escalas referidas a
los estilos permisivo, sobreprotector y negligente presentan menor
grado de consistencia interna.
En suma, el presente estudio proporciona una forma abreviada
del cuestionario consistente en 29 ítems seleccionados a partir de los
52 ítems del cuestionario original. Esta forma revisada puede utili-
zarse para evaluar los 6 estilos de crianza indicados a través de un
instrumento depurado de sólo 29 ítems, lo cual presenta ventajas
sobre el cuestionario original que incluye casi el doble de ítems y
posee una estructura incierta. El CRPBI-A podría ser de gran utili-
dad tanto para la investigación en el ámbito de la psicopatología y
psicología clínica infantojuvenil, como para la aplicación en contex-
tos clínicos. Los estilos de apego parecen estar implicados etiológi-
camente en diversos trastornos que se producen de forma caracterís-
tica durante la infancia y la adolescencia (Iglesias & Romero, 2016;
Muris, 2007; Sandín, Chorot, & Valiente, 2016), incluyendo tanto los
problemas de comportamiento (Forehand & Long, 2010; Repetti et
al., 2002; Rodríguez et al., 2009) como los trastornos interiorizados
(ansiedad y depresión) (Dallaire et al., 2006; Muris, 2007). Cono-
cer los efectos que tienen los estilos de crianza sobre los diversos
problemas psicológicos puede servirnos principalmente para pre-
venirlos; por ejemplo, detectar la práctica de estilos desadaptativos
(p.ej., los estilos hostil/rechazo y negligente) en centros educativos,
junto a otros marcadores de vulnerabilidad, como la sensibilidad a
la ansiedad (Sandín, Chorot, Santed, & Valiente, 2002), los estilos de
apego (Magaz et al., 2011; Mendoza et al., 2014) o el nivel de mie-
dos (Méndez, Orgilés, & Espada, 2008; Sandín, Chorot, Valiente, &
Santed, 1998; Sandín, Valiente, Chorod, Santed, & Sánchez-Arribas,
1999), puede sernos de gran utilidad para elaborar programas de
prevención primaria en poblaciones de niños y adolescentes.
El presente artículo no está exento de ciertas limitaciones. Una
primera es que el estudio se reduce exclusivamente a una muestra de
niños. Sería necesario examinar el CRPBI-A también con muestras
77 Rosa M. Valiente, Ana Magaz, Paloma Chorot, & Bonifacio Sandín
de adolescentes para determinar la validez de las cinco dimensio-
nes básicas de estilos de crianza obtenidas en el presente estudio. Es
posible que algunos de los estilos aislados sean menos relevantes en
adolescentes, o no lo sean en absoluto (p.ej., los estilos negligente y
sobreprotector podrían ser menos explícitos en los adolescentes). Una
segunda limitación es que el estudio se limita a analizar la validez fac-
torial y consistencia interna del CRPBI-A. Nuevos estudios deberían
examinar también la validez en sus diferentes facetas (convergente,
discriminante, predictiva, etc.).
Artículo recibido: 05/04/2016
Aceptado: 24/06/2016
Conflicto de intereses
Los autores de este trabajo declaran que no existe conicto de intereses.
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78 Cuestionario de percepción de estilos de crianza
Apéndice
Children’s Report of Parental Behavior Inventory—Abbreviated (CRPBI-A)
[Cuestionario de Conducta Parental Percibida por los Niños–Abreviado]
Sexo: 1___Chico 2____Chica Edad: ____años Fecha: _________________
Lo que se indica a continuación se reere a lo que piensan los hijos sobre sus padres. Por ello, antes de contestar, es importante que pienses
bien en cómo son tus relaciones con tus padres.
Por favor, rodea con un círculo el número que mejor explique el comportamiento que suele tener contigo tu padre (en la columna de
“Padre”) y tu madre (en la columna “Madre”) teniendo en cuenta que 1 = nunca, 2 = a veces, 3 = siempre.
123
Nunca o casi nunca Sólo algunas veces Muchas veces
Padre Madre
Me deja salir cuando yo quiero 1 2 3 1 2 3
Me deja ir a cualquier lugar que yo quiera sin preguntarme 1 2 3 1 2 3
Me permite librarme de las tareas que me manda 1 2 3 1 2 3
Me deja elegir mi ropa, la comida, actividades, juegos, etc. 1 2 3 1 2 3
Le gusta charlar conmigo y contarme cosas 1 2 3 1 2 3
Le gusta hacer cosas conmigo en casa 1 2 3 1 2 3
Me habla con una voz dulce y amable 1 2 3 1 2 3
Me siento mejor después de contarle mis problemas 1 2 3 1 2 3
Me comprende cuando le cuento mis problemas 1 2 3 1 2 3
Escucha mis ideas y opiniones 1 2 3 1 2 3
Vamos a lugares interesantes y hablamos de las cosas que hay allí 1 2 3 1 2 3
Le disgusta que esté mucho tiempo fuera de casa 1 2 3 1 2 3
Se preocupa por mi cuando estoy fuera de casa 1 2 3 1 2 3
Me pide que le diga todo lo que hago cuando estoy fuera de casa 1 2 3 1 2 3
Pregunta a otras personas lo que hago cuando estoy fuera de casa 1 2 3 1 2 3
Mantiene el orden en casa poniéndome muchas reglas y normas 1 2 3 1 2 3
Me repite cómo debo hacer mi trabajo 1 2 3 1 2 3
Quiere controlar todo lo que hago 1 2 3 1 2 3
Intenta cambiarme 1 2 3 1 2 3
Me recuerda las cosas que están prohibidas 1 2 3 1 2 3
Le disgusta cómo hago las cosas en casa 1 2 3 1 2 3
Dice que soy estúpido/a o tonto/a 1 2 3 1 2 3
Se pone histérico/a conmigo cuando no ayudo en casa 1 2 3 1 2 3
Se enfada y se pone nervioso/a cuando hago ruido en casa 1 2 3 1 2 3
Actúa como si yo le molestara 1 2 3 1 2 3
Parece contento/a cuando se puede librar de mí una temporada 1 2 3 1 2 3
Olvida darme las cosas que necesito 1 2 3 1 2 3
Le da igual si voy bien o mal vestido/a o arreglado/a 1 2 3 1 2 3
Habla poco conmigo 1 2 3 1 2 3
Versión abreviada del Child’s Report of Parental Behavior Inventory (CRPBI) de Schaefer (1965), a partir de la adaptación de Samper et al. (2006). Reproducido
de Sandín, Chorot, & Valiente (2016).
