• Revista Internacional de Investigación en Adicciones 2025 Vol. 11 (1)
• ISSN versión impresa: 2448-573X
• ISSN en línea: 2448-6396
• DOI: 10.28931/riiad.2025.387
• Recibido: 11 de marzo de 2025
  Aceptado: 12 de mayo de 2025

Artículo original

Evidencias de validez y precisión del Inventario de Supervisión Parental en adolescentes mexicanos y su asociación con el consumo de sustancias

Resumen

Introducción: la supervisión parental es el conjunto de conductas de los padres para obtener información sobre el comportamiento de sus hijos y es un fuerte predictor de las conductas disruptivas de los adolescentes.

Objetivo: obtener evidencias de validez y precisión del Inventario de Supervisión Parental (ISP) en dos versiones, y evaluar su asociación con el consumo de sustancias lícitas (CSI) e ilícitas (CSIL). Se hipotetizó que habría diferencias en ISP por sexo, edad y tipo de consumo.

Método: estudio instrumental con 1,105 adolescentes de cinco preparatorias públicas de Guadalajara. Se realizó una traducción y retro-traducción del ISP y entrevistas cognitivas para evaluar su comprensión. Se evalúo mediante Google Forms ISP y el CSL e CSIL en el último mes. Se realizó un análisis factorial exploratorio y confirmatorio, se estimó la consistencia interna y la asociación de ISP con CSI y CSIL.

Resultados: la estructura de ISP incluyó cuatro factores en sus dos versiones con 21 y 13 ítems con índices de ajuste adecuados. Su consistencia interna osciló entre ω= .85 y .90. Se identificó CSL de 10.7% y 4.2% de CSIL sin diferencias por género. Se identificaron diferencias significativas entre hombres y mujeres en Reglas y Supervisión, así como entre no consumidores, CSL y CSIL, y diferencias en Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol entre no consumidores y CSIL. No hubo diferencias por edad.

Discusión y conclusiones: la evidencia de validez y precisión sustenta el uso de ISP-21 e ISP-13 en adolescentes mexicanos. Se identificó que la pobre supervisión predice el consumo de cualquier sustancia. La pobre supervisión y la ausencia de reglas predicen el consumo de sustancias lícitas. La pobre supervisión, la frialdad-rechazo y la percepción de sobrecontrol predicen el consumo de sustancias ilícitas.

Palabras clave: adolescentes, evaluación, consumo de sustancias, familia, supervisión parental.

Abstract

Introduction: parental supervision is the set of parental behaviors to obtain information about their children's behavior and has been shown to be a strong predictor of adolescent disruptive behaviors.

Objective: to obtain the validity and precision evidence of the Parental Supervision Inventory (PSI) in two versions and to evaluate its association with licit (CSI) and illicit (CSIL) substance use. It was hypothesized that there would be differences in PSI by sex, age and type of consumption.

Method: instrumental study with 1,105 adolescents from five public high schools in Guadalajara. A translation and back-translation of the ISP and cognitive interviews were conducted to assess their comprehension. The ISP and the CSL and CSIL were evaluated by means of Google Forms in the last month. An exploratory and confirmatory factor analysis was performed, internal consistency was estimated and the association of ISP with CSI and CSIL was estimated.

Results: the PSI structure included four factors in its two versions with 21 and 13 items with adequate fit indices. Its internal consistency ranged from ω= .85 to .90. CSL of 10.7% and CSIL of 4.2% were identified with no differences by gender. Significant differences were identified between men and women in rules and supervision, as well as between nonconsumers, CSL and CSIL, and differences in coldness-rejection and perceived overcontrol between nonconsumers and CSIL. There were no differences by age.

Discussion and conclusions: validity and accuracy evidence supports the use of ISP-21 and ISP-13 in Mexican adolescents. It was identified that poor supervision predicts the use of any substance. Poor supervision and absence of rules predicted licit substance use, and poor supervision, coldness-rejection and perceived overcontrol predicted illicit substance use.

Key words: adolescents, assessment, substance use, family, parental monitoring.

INTRODUCCIÓN

El concepto de Supervisión Parental (SP) se define como el conjunto de comportamientos de los padres orientados a adquirir información acerca de la ubicación, las actividades, las amistades de sus hijos y las regulaciones para que los adolescentes obtengan permiso previo a las salidas con sus pares (Kakihara et al., 2010; Kerr & Stattin, 2000). A pesar de que en la literatura se pueden identificar conceptos semejantes como el control y la vigilancia parental, las prácticas de crianza y la mediación (Pelham et al., 2024), el concepto subyacente alude a una dimensión destacada de la crianza y la socialización de la familia (Escamilla et al., 2024) que se vincula con el desarrollo y la adaptación psicosocial de los adolescentes (Kerr & Stattin, 2000).

La evaluación del constructo de SP realizada por Pelham et al. (2024) subrayó que este concepto constituye un componente esencial en la constelación de las prácticas efectivas de crianza, que abarca la estructuración y el seguimiento de diversos ámbitos como el hogar, el escolar y el comunitario. Incluye un conjunto de comportamientos específicos, observables y cuantificables de los padres, en lugar de ser un atributo de la familia o una propiedad de la relación familiar. En consecuencia, la Supervisión Parental es relevante para la adaptación desde la infancia hasta la edad adulta. Pelham et al. (2024)identificó cinco dominios de evaluación: I) solicitud de información; II) establecimiento de normas para recopilar información; III) uso de registros objetivos para recopilar información; IV) observación de los adolescentes para recopilar información y V) solicitud de supervisión a otra persona. Por consiguiente, la evaluación de SP se refiere a los dominios que ocurren en diversos contextos como el hogar, la escuela, después de la escuela, las amistades, el tiempo libre, los hábitos, el uso de medios electrónicos, la salud, el espacio personal y las pertenencias, las actividades de fines de semana y las salidas.

Además, estos dominios ocurren en diferentes frecuencias en las que los padres llevan a cabo la SP y la combinación de estilos como cálido, hostil, crítico, controlador, invasivo. Por consiguiente, la evaluación de ésta es una tarea compleja que involucra diversos dominios en diferentes áreas (Handschuh et al., 2020; Pelham et al., 2024).

Se ha demostrado ampliamente que las relaciones positivas entre padres e hijos están vinculadas a la disminución de comportamientos de riesgo durante la adolescencia (Ryan et al., 2015).

Además, se ha demostrado que los sentimientos de apego familiar, una mayor comunicación y apoyo y una menor hostilidad-rechazo están asociados con una mejor salud y una disminución en el consumo de tabaco y alcohol (Morgan & Haglund, 2009; Nuño-Gutiérrez et al., 2008). Un estudio que evaluó el efecto de la regla específica de no fumar por parte de los padres, la calidad de la comunicación y la reacción de estos hacia el consumo de tabaco, reveló un efecto preventivo en el uso de tabaco (Hiemstra et al., 2017). Por el contrario, una SP inadecuada es un factor de riesgo para el desarrollo de los adolescentes (Fletcher et al., 2004; Petrass et al., 2009). Se ha identificado una asociación consistente entre la SP con el consumo de sustancias (Bray et al., 2022; Nuño-Gutiérrez, 2024; Pelham et al., 2024), así como comportamientos sexuales de riesgo que se manifiestan en embarazo e infecciones de transmisión sexual (Handschuh, 2019).

Además, se ha atribuido la eficacia de SP a algunas variables demográficas de padres y adolescentes como la edad (Drozdova et al., 2022), el nivel socioeconómico (Rekker et al., 2017), el sexo (Kerr & Stattin, 2000; Nuño-Gutiérrez, 2024), la seguridad del vecindario (Skinner et al., 2014), la estructura familiar (Padilla-Walker & Nelson, 2012) y la calidad de la relación parental (Keijsers & Laird, 2009).

La SP es un constructo prácticamente inexistente en la literatura mexicana que no ha sido objeto de un abordaje teórico o empírico, lo cual puede atribuirse a la subestimación de su influencia en el comportamiento y adaptación de los adolescentes (Kerr & Stattin, 2000) y la falta de instrumentos de evaluación para estudiarla, y por consiguiente, evaluar su efecto en diversos comportamientos. La evaluación de la SP y otros constructos cercanos en escenarios clínicos, educativos y de salud se realiza mediante escalas de autoreporte, y los instrumentos disponibles para adolescentes mexicanos son:

Escala de Autoridad Parental para Adolescentes Mexicanos (EAPAM), de Aguilar y Aguilar (2013). Se trata de una escala de 29 ítems que evalúa las actitudes y conductas características de cuatro estilos de autoridad parental, más que SP: autorizativo, permisivo, autoritario y negligente. Tiene cuatro opciones de respuesta, que van desde Completamente en desacuerdo = 1, hasta Completamente de acuerdo = 4. La confiabilidad de los factores fue entre α = .72 y α =.83.

Escala de Control Paterno, de Betancourt-Ocampo y Andrade-Palos (2007). Evalúa la percepción del control parental de la madre y del padre en adolescentes de 10 a 13 años. Incluye 33 ítems agrupados entre cinco y seis factores para madre y padre. La confiabilidad reportada de los factores es entre α = .70 y α = 95.

Escala de Supervisión Parental (ESP-A). Se trata de la escala de Cottrell et al. (2007) que fue adaptada por Nuño-Gutiérrez (2024) con adolescentes mexicanos de 13 a 19 años. Consta de 14 ítems agrupados en cuatro factores: supervisión indirecta (a través de amigos y otros padres con tres ítems); supervisión directa (a través de lo que informa el adolescente con tres ítems); supervisión escolar (con tres ítems), y supervisión restrictiva (revisión de artículos y redes personales con tres ítems). Esta escala cuenta con una versión para adolescentes y otra para sus padres. La consistencia interna para la versión de adolescentes fue entre ω = .73 y ω = .80. La evidencia de validez de la escala demostró relación con el consumo de sustancias lícitas; sin embargo, no evalúa los dominios de normas, reacciones de los padres ante conductas infractoras –como el consumo de sustancias –, ni la percepción de sobrecontrol de los adolescentes.

Las recomendaciones para el análisis de evidencias de validez y precisión de las escalas comprenden la ejecución de un análisis factorial exploratorio y confirmatorio con diferentes muestras, la estimación de su precisión mediante la consistencia interna, la validación con otras variables y la estimación del tamaño del efecto (Field, 2009; Lloret-Segura et al., 2014). A partir de este análisis, se identificó que algunas de las escalas empleadas con adolescentes mexicanos presentan dificultades metodológicas.

Tal es el caso del estudio realizado por Aguilar & Aguilar (2013), que evaluaron la autoridad parental, pero emplearon una misma muestra para la ejecución del análisis factorial exploratorio y confirmatorio. El estudio de Betancourt y Andrade-Palos (2007) evaluó el control parental, pero no reportó el análisis confirmatorio. La investigación de Villatoro et al., (1997) presenta sus respectivos análisis factoriales, aunque se enfoca en evaluar el ambiente familiar y no la SP.

A pesar de que la ESP-A de Cottrell et al. (2007), validada en México por Nuño-Gutiérrez (2024) cumple con los criterios metodológicos y la validación de contenido (Handschuh et al., 2020), la propuesta actual plantea la disponibilidad de otro instrumento efectivo para adolescentes mexicanos que evalúe otras dimensiones y contextos de la SP.

Una revisión de 2,245 artículos reveló que de 72 estudios con instrumentos de evaluación, sólo tres escalas cumplieron con la validez de contenido – entre ellos el ISP y el ESP-A –, lo que evidenció la carencia de alta calidad en los instrumentos (Handschuh et al., 2020). Por consiguiente, se ha sugerido enfocar los esfuerzos para disponer de instrumentos válidos con el fin de ampliar el espectro de la evaluación de las conductas de SP (Petrass et al., 2009).

El ISP de Kerr & Stattin (2000) es un instrumento relevante en la literatura, dado que provocó una división sobre la aplicación de la SP en las áreas de la psicología clínica y la psicología del desarrollo que continúa vigente (Ask et al., 2024; Pelham et al., 2024). Los resultados revelaron una conexión entre la conducta problemática de los adolescentes con el grado de conocimiento de los padres acerca del paradero y las actividades de sus hijos. Sus aportaciones se han retomado en la psicología clínica para enfocar la necesidad de intervenir en la conducta de los padres. Mientras que en la psicología del desarrollo se ha puesto atención a los efectos de la SP en el crecimiento y adaptación de los adolescentes y a la necesidad de continuar profundizando en su estudio (Fletcher et al., 2004; Pelham et al., 2024). El estudio original de Kerr & Stattin (2000) se realizó con 703 adolescentes de 12 a 17 años y sus padres (71.4% eran madres) en siete comunidades de Suecia que presentaban una alta prevalencia de criminalidad.

En su evaluación identificaron algunas diferencias entre hombres y mujeres, así como una correlación con el consumo de tabaco, el consumo de sustancias, la conducta delictiva y la ruptura de reglas.

Estudio actual

En México, no se dispone de instrumentos para evaluar la SP en sus diferentes dominios y áreas. El Inventario de Supervisión Parental (ISP) cuenta con una extensa trayectoria de evidencia empírica en el extranjero (Fletcher et al., 2004; Pelham et al., 2024) y un marco teórico que enfoca la influencia de los padres en el comportamiento de los adolescentes (Kakihara et al., 2010; Kerr & Stattin (2000). En la literatura mexicana, la relación entre la SP y el comportamiento de riesgo en adolescentes es prácticamente inexistente. Por tanto, el objetivo de este estudio fue obtener las evidencias de validez a través de análisis factoriales exploratorio y confirmatorios, así como la precisión del ISP mediante la estimación de su consistencia interna, tanto en una versión extensa como breve, en adolescentes escolares de 14 a 19 años. De igual forma, el estudio evaluó la asociación de los factores de ISP con el consumo de sustancias lícitas (CSL) e ilícitas (CSIL). Considerando que el nivel de conocimiento de los padres sobre el paradero de sus hijos es un fuerte predictor de las conductas problemáticas en los adolescentes, la hipótesis del estudio fue que los puntajes inferiores de reglas y supervisión se asociarían con CSL y CSIL, mientras que los puntajes superiores en frialdad-rechazo y la percepción de sobrecontrol estarían asociados con CSL y CSIL. De manera similar, las puntuaciones de ISP variarían en función del sexo y los grupos de edad con mayor SP y reglas para mujeres y los adolescentes tempranos.

MÉTODO

Diseño

Estudio instrumental-psicométrico (Ato et al., 2013)

Participantes

En noviembre de 2024 se realizó un estudio instrumental-psicométrico (Ato et al., 2013). En este diseño, es habitual incorporar muestras por conveniencia, pero que sean de gran tamaño para subdividir dos conjuntos aleatorios para realizar los análisis factoriales (Lloret-Segura et al., 2014). Por lo tanto, se incluyó una muestra inicial por cuotas de 1,122 estudiantes de cinco preparatorias públicas en Guadalajara, Jalisco. El criterio de inclusión fue la limitación de edad para los adolescentes de 14 a 19 años y que estuvieran inscritos en las escuelas sedes. Se excluyeron 17 adolescentes que reportaron consumir una sustancia ficticia (physol), lo que resultó en un total de 1,105. La media de la edad fue de 16.43 DE± .98 y el 55.3% fueron mujeres.

Instrumentos

Cuestionario de Características Sociodemográficas de la Población. Con siete preguntas se evaluó edad en años, sexo (femenino o masculino), escuela sede, aspiraciones académicas (no cree terminar la preparatoria, terminar la preparatoria, estudiar una licenciatura, estudiar un posgrado), tipo de familia mediante la pregunta ¿con quién vives actualmente?, así como la escolaridad de la madre y del padre (sin estudios, primaria, secundaria, preparatoria o equivalente, licenciatura y posgrado).

Inventario de Supervisión Parental. De Kerr & Stattin (2000) que incluye 31 ítems de la escala que fueron traducidos del inglés al español. La versión original se construyó y validó en inglés con adolescentes de Suecia. Evalúa seis factores: reglas, con cinco ítems α = 81; supervisión, con nueve α = 80; restricción de libertad, con tres α = 79; frialdad-rechazo, con cuatro α = 87; percepción de sobrecontrol, con seis α = 81, y fuentes de información, con cuatro α =70.

Las opciones de respuesta original se encuentran en cinco distintas escalas tipo Likert que evalúan la frecuencia de Casi siempre a Nunca; de Totalmente a Nada; de No ha ocurrido a Siempre, y de Saber todo a No saber nada (Kakihara et al., 2010; Kerr & Stattin, 2000; Kerr & Stattin, 2003).

Consumo de sustancias. Se incluyeron 10 preguntas para evaluar consumo de sustancias lícitas; tabaco y alcohol en el último mes (UM) (no/sí), consumo de ±5 copas de alcohol por ocasión UM (no/sí), y episodios de embriaguez UM (no/sí). También se evaluó consumo de sustancias ilícitas: consumo de mariguana UM (no/sí), consumo de inhalables UM (no/sí), consumo de cocaína UM (no/sí), tranquilizantes sin prescripción médica UM (no/sí), y otras drogas UM (no/sí) (Villatoro-Velázquez et al., 2017). Se incluyó una pregunta sobre el consumo de una droga ficticia en el UM -Physol UM- (no/sí), para constatar que los adolescentes respondían con veracidad, por tanto, quienes respondieron que sí habían consumido la droga ficticia fueron eliminados.

Procedimiento

El procedimiento comenzó solicitando autorización al Dr. Stattin para la validación de ISP. Enseguida, los ítems de la escala fueron traducidos del inglés al español por un psicólogo cuya lengua materna es el inglés y que habla, lee y escribe el español en su trabajo como investigador en comportamiento en Guadalajara. Posteriormente, los ítems fueron traducidos del español al inglés por un profesor bilingüe cuya lengua materna es el español e inglés, sin considerar el texto original para verificar la precisión y la fidelidad de la traducción. Se contrastaron las traducciones con el fin de analizar el sentido de las preguntas y se encontró que la traducción y retrotraducción fueron apropiadas.

Posteriormente, se realizó una prueba piloto en dos preparatorias mediante entrevistas cognitivas con adolescentes (tres mujeres y tres hombres), con una duración aproximada de 40 minutos cada una.

El propósito fue evaluar la comprensión de los ítems y sus respuestas. Se identificó confusión en las diversas escalas de respuesta, por lo que se estandarizaron a cuatro opciones: 1= Nunca, 2= Con frecuencia, 3= Casi siempre y 4= Siempre. Una vez adaptada la escala, se aplicó en cinco preparatorias públicas de la Ciudad de Guadalajara mediante un formulario administrado en Google Forms, cuyo enlace se compartió a través de un código QR impreso, que se entregó a los docentes que participaron en la recolección de datos en las escuelas. Cada adolescente completó el cuestionario en su teléfono móvil, que contaba con conexión inalámbrica wifi a la red institucional. La aplicación se llevó a cabo en los salones de cada escuela, en grupos de entre 30 y 40 adolescentes. Los evaluadores recibieron una capacitación acerca del contenido del formulario, con el fin de que pudieran asistir la aplicación. El llenado del cuestionario duró aproximadamente 20 minutos.

Análisis de datos

La base de datos, con un total de 1,105 adolescentes, se dividió en dos submuestras aleatorias para evaluar las evidencias de validez y precisión de la escala de manera más estricta (Lloret-Segura et al., 2014).

Con la primera muestra (n = 552) se realizó el análisis factorial exploratorio (AFE) con el fin de construir la estructura factorial en el programa JASP (JASP Team, 2022). Al considerar la naturaleza ordinal de las variables, se analizó con la matriz de correlaciones policóricas y se verificó su posible factorización mediante el indicador Kaiser Meyer Olkin (KMO) con valores ≥ .8, y se constató que los valores en la prueba de Bartlett fueran estadísticamente significativos.

Se determinó el número óptimo de factores a extraer mediante el análisis paralelo de implementación (Lubbe, 2019), en contraste con los esperados. Los factores se extrajeron mediante el método de rotación oblicua oblimín, que se utiliza cuando los factores están relacionados entre sí (Méndez-Martínez et al., 2012). Se procedió a la interpretación de la matriz rotada a través del método oblicuo promax (Lorenzo-Seva & Ferrado, 2021) para crear una solución lo más apegada a la estructura ideal (Méndez-Martínez et al., 2012). Se consideraron factores válidos aquellos que retuvieron al menos tres ítems con cargas ≥ .40, y sin cargas equivalentes (similares) en dos o más factores. La bondad de ajuste se tomó como aceptable al obtener valores χ² < .05, RMSEA ≤.08, CFI ≥ .95, GFI ≥ .95 y AGFI ≥ .90 y TLI > .90 (Brown, 2015).

Con la segunda submuestra (n = 553) se realizó el análisis factorial confirmatorio (AFC) en el software JASP (2022), con el propósito de confirmar la estructura factorial identificada (Lloret-Segura et al., 2014).

Se estimaron las discrepancias mediante el método de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente, el cual es adecuado para los niveles de medición ordinales. La bondad de ajuste se consideró adecuada al obtener valores de χ² ≥ .5, RMSEA ≤.08, CFI ≥ .95, GFI ≥ .90 y SRMR ≤ .08 (Brown, 2015).

La consistencia interna de la escala se evaluó en cada factor a través de la fórmula Omega de McDonald (Hayes & Coutts, 2020) en JAPS (2022) cuyos valores aceptables son entre .70 y .90, y se ha sugerido que los valores de consistencia interna ≥ .90 podrían indicar redundancia o duplicación de ítems (Campos-Arias & Oviedo, 2008).

De acuerdo con las mejores prácticas para evaluar la validez y precisión de escalas (Boateng et al., 2018), se evaluó la asociación de la SP con el CSL (tabaco y alcohol) y CSIL (mariguana, inhalables, cocaína, tranquilizantes y otras). Se realizaron las pruebas de normalidad Kolmogorov-Smirnov (K. S) y la prueba de Levene en JASP (2022) con la muestra total para confirmar el cumplimiento de los supuestos. La variable continua de edad se transformó en una variable categórica para la prueba de hipótesis, mediante puntos de corte por percentiles para dos grupos equivalentes en el módulo de estadísticas descriptivas de JASP (2022).

Dado que los datos no mostraron una distribución normal, se utilizaron las pruebas no paramétricas Mann-Whitney y Kruskal-Wallis para la comparación de grupos (edad, sexo y tipos de consumo de sustancias vs. no consumo) y la significación se definió en p ≤ .05. Asimismo, se realizó el análisis de correlación de Spearman con los factores de ISP con el consumo de sustancias lícitas e ilícitas, sexo y grupo de edad. Se creó un índice de consumo de sustancias que incluyó la suma de las sustancias reportadas como consumidas, tanto las lícitas como las ilícitas, al que se le asignó un valor de +1, independientemente del tipo de sustancias, con el objetivo de estimar el número de sustancias consumidas. Asimismo, se creó una variable dicotómica de consumo/no consumo de cualquier tipo de sustancia para su correlación con los factores del ISP.

Posteriormente, se estimaron tres modelos de regresión lineal donde las variables independientes fueron los factores del ISP: reglas, supervisión, frialdad-rechazo y percepción de sobrecontrol; y las dependientes fueron el índice de consumo, consumo sustancias lícitas e ilícitas. Se estimó el efecto del tamaño, que se considera una medida que estandarizada la magnitud del resultado observado, ya sea de manipulación experimental o de fuerza de asociación, proporciona una medida objetiva de la importancia del impacto. Por consiguiente, se empleó la prueba de Cohen (1988) para evaluar el tamaño del efecto y la posibilidad de generalizar los resultados. Los valores d = .20, d = .50 y d = .80 indican un efecto del tamaño pequeño, medio y grande.

El efecto mediano y grande posibilitan la generalización de los resultados (Field, 2009). Por último, se estimó un modelo de regresión multivariada en el que las variables predictoras fueron los cuatro factores del ISP y las variables resultantes fueron el consumo-no consumo de cualquier sustancia, el consumo-no consumo de sustancias lícitas y el consumo-no consumo de sustancias ilícitas.

Consideraciones éticas

El estudio cumplió con las disposiciones establecidas en la Ley General de Salud y fue registrado en la Universidad de Guadalajara con el número CINV-67-2024. El proyecto fue presentado y aceptado por las autoridades de las escuelas sedes. En una reunión escolar con padres de familia se les presentó el proyecto y se les informó que se llevaría a cabo la aplicación de la encuesta electrónica de forma anónima con sus hijos, y se solicitó su consentimiento indirecto con el fin de que quienes no estuvieran de acuerdo con la participación de sus hijos, se registraran en un listado de no participantes. No obstante, no hubo casos.

Asimismo, se solicitó el asentimiento a los estudiantes de manera electrónica. La encuesta se desplegó al aceptar participar y se aclaró que las respuestas estarían protegidas por el aviso de confidencialidad de la Universidad de Guadalajara, a través del enlace https://transparencia.udg.mx/aviso-confidencialidad. En el documento se proporcionó información acerca de los temas a explorar, sin embargo, no se recolectaron nombres ni correos electrónicos y sólo contestaron quienes lo desearon. Asimismo, se compartió una dirección electrónica para comunicarse en caso de requerir atención psicológica. No se recibieron comunicaciones.

RESULTADOS

Se incluyeron 1,105 adolescentes provenientes de cinco escuelas preparatorias públicas, cuyas edades oscilaron entre 14 y 19 años. El 55.3% fueron mujeres y el 44.7% hombres. Se identificaron algunas diferencias estadísticamente significativas entre hombres y mujeres, tales como aspiraciones académicas superiores y mayor prevalencia de familias nucleares en las mujeres. Se encontró que el 69% no consumía ningún tipo de sustancia (NC), mientras que el 22% reportó consumir sustancias lícitas (CSL) y el 8.5% indicó consumir sustancias ilícitas (CSIL), y no se encontraron diferencias significativas en el índice de consumo entre hombres y mujeres, pero sí entre grupos de edad con mayor consumo para los de 17 a 19 años (.60 vs .35 p = .0001 d = .29 (Tabla 1).

Análisis Factorial Exploratorio

Con la primera base de datos se realizó el AFE. Se incluyeron 552 adolescentes, el 55.4% fueron mujeres, con una edad promedio de 16.40, DE ± .96, mientras que el 44.6% fueron hombres con una edad promedio de 16.43, DE ± .98.

Se realizaron tres soluciones factoriales. En la primera se incluyeron los 31 ítems y se forzó a seis factores originales, pero los índices de ajuste no fueron adecuados (KMO= .80, RMSEA =.11, IC 90% [.11 - .12], SRMR= .22, TLI=.86, CFI=.86).

En el segundo modelo, se incluyeron los 31 ítems, pero no se forzó la solución factorial. El índice KMO fue de .85 con valores estadísticamente significativos en la prueba de Bartlett (χ² = 1133.653, gl= 132, p ≤ .001), lo que indicó la posibilidad de extraer factores de la matriz de correlaciones policóricas. La estructura factorial con 31 ítems tampoco presentó índices de ajuste apropiados (KMO = .80, RMSEA = .10, IC 90% [.10 - .11], SRMR= .02, TLI =.79, CFI =.88). En este momento, se eliminaron los cuatro ítems del factor Fuentes de Información, dado que no presentaron cargas factoriales >.40: Hablas de cómo te va en la escuela; sueles contar cómo te van en la escuela cuando llegas a casa; guardas secretos a tus padres sobre lo que haces en tu tiempo libre; ocultas a tus padres lo que haces por las noches y los fines de semana. También se eliminaron los tres ítems del factor Restricción de Libertad porque tampoco presentaron cargas factoriales >.40: te dan tanta libertad como quieres; te dejan decidir a qué hora debes volver a casa por la noche y te dejan decidir libremente sobre tu tiempo libre.

Además, se eliminó un ítem de Supervisión: tus padres no saben dónde andas por las noches y dos ítems del factor de Percepción de Sobrecontrol que tampoco presentaron cargas factoriales > .40: tus padres te exigen saberlo todo y tus padres te dan suficiente libertad para hacer lo que quieras en tu tiempo libre. Por tanto, en este modelo se eliminaron 10 ítems y permanecieron 21 que cumplieron el requisito de presentar cargas factoriales > .40 y que cada factor incluyera al menos tres ítems.

Los valores de ajuste con la solución factorial de 21 ítems agrupados en cuatro factores presentaron índices de ajuste apropiados (KMO = .85, RMSEA = .06, IC 90% [.05 - .07], SRMR = .60, TLI = .92, CFI = .98). Adicionalmente, el análisis de invarianza por sexo y edad no mostró diferencias significativas.

En virtud de que la consistencia interna de ISP con 21 ítems fue de ω = .90, se consideró un tercer modelo mediante el estimador individual de consistencia interna si se eliminan ítems y el análisis de la redacción de cada reactivo para evitar incluir ítems con contenidos similares o repetitivos. Este modelo incluyó la versión abreviada del ISP con 13 ítems que presentó índices de ajuste apropiado para cuatro factores (KMO = .80, χ² = 4991.781, gl = 32, p ≤ .001; RMSEA = .08, IC 90% [.08 - .09], SRMR = .70, TLI = .92, CFI = .97).

La Tabla 2 presenta la solución de ISP que incluyó 21 ítems y en la Tabla 3 se encuentra la versión abreviada de 13 ítems. En ambas versiones los ítems se agruparon en cuatro factores. El primero es el de Reglas, con seis ítems, y se refiere a la medida en que los padres establecen normas para el tiempo libre de los adolescentes con sus amigos. El promedio de este factor fue de 17.1, DE ± 4.2 y una varianza común explicada del 22.1%. El rango de puntuaciones fue de 5.1 a 20.6. El segundo factor fue la supervisión, la cual incluyó siete ítems, y evalúa el conocimiento de los padres sobre el paradero, las actividades y las asociaciones del adolescente. El promedio de este factor fue de 17.2, DE ± 5.0 y una varianza común explicada del 21.2%.

El rango de puntuaciones fue de 6.1 a 24.5. El tercer factor fue Frialdad-Rechazo, con cuatro ítems, y se refiere a la respuesta de los padres frente a conductas disruptivas. El promedio de este factor fue de 5.5, DE ± 2.6 con una varianza común explicada del 15.1%. El rango de puntuaciones fue de 3.2 a 13.

El cuarto factor fue Percepción de sobrecontrol, que incluyó cuatro ítems y se refiere a la apreciación del adolescente de estar excesivamente controlado por los padres. El promedio de este factor fue de 5.1, DE ± 2.37, con una varianza común explicada del 13.5%. El rango de puntuaciones fue de 3.2 a 13. La varianza total explicada de la escala con cuatro factores fue de 71.9%.

Análisis Factorial Confirmatorio

Con la segunda base de datos se realizó el AFC con 21 ítems que incluyó a 553 adolescentes. El 54.5% fueron mujeres, con una edad promedio de 16.43, DE ± .97. El 45.5% fueron hombres con edad promedio de 16.41, DE ± 1.04. En la Figura 1 se presenta el AFC que mostró índices de bondad de ajuste adecuados: χ² = 769.971, g.l. = 183, p ≤ .001, CFI = .96, RMSEA = .07 IC 90% [0.7- .08], SRMR= .04, GFI = .96 TLI = .90. Todos los reactivos mostraron cargas estadísticamente significativas sobre sus factores, con valores de .60 – .85, valores de z entre 16.83 – 24.77 y niveles de p = ≤.001. El factor Reglas tuvo un promedio de 17.10 DE ± 4.26 y una consistencia interna de ω = .90.

El factor Supervisión obtuvo un valor promedio de 17.22, DE± 5.01 y una consistencia interna de ω = .88. El factor de Rechazo-Frialdad mostró un promedio de 5.55, DE± 2.63 y una consistencia interna de ω = .85. El factor Percepción de sobrecontrol tuvo un promedio de 5.19, DE± 2.37 y una consistencia interna de ω = .85.

La versión breve también mostró índices de bondad de ajuste adecuados: χ2 = 206.078, g.l. = 59, p ≤ .001, CFI = .95, RMSEA = .07 IC 90% [0.6- .08], SRMR = .02, GFI = .98 TLI = .93 y todos los reactivos mostraron cargas estadísticamente significativas sobre sus factores. Los factores 1 a 4 mostraron una consistencia interna de ω = .85, ω = .80, ω = .81, ω = .81, respectivamente, y la escala total ω = .88.

Evidencias de validez sobre la relación con otras variables

En la Tabla 4 se presenta la prueba de hipótesis, con las diferencias en el puntaje de los factores de ISP-21 según sexo y grupo de edad. Se puede apreciar que hubo una diferencia estadísticamente significativa con relación al sexo, con mayor puntaje para las mujeres en las variables de Reglas, con un tamaño de efecto mediano (d = .33), y Supervisión, con un efecto pequeño (d = .16). Los puntajes en Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol fueron mayores para los hombres con un tamaño de efecto pequeño (d = .16 y .08, respectivamente). No se identificaron diferencias en función del grupo de edad.

La prueba de hipótesis mediante el análisis estadístico Mann-Whitney por pares mostró diferencias en los adolescentes en función del tipo de consumo de sustancias. En el factor Reglas se identificaron menores puntajes para los CSIL y diferencias significativas entre los NC – CSL (z = 2.950, p = .003, d = .13), así como entre NC – CSIL (z = 6.170, p = .001, d = .35), sin embargo, no se identificaron diferencias entre consumidores de CSL – CSL. En el factor Supervisión, se encontraron diferencias entre los tres grupos con menores puntajes para CSIL; NC – CSL (z = 4.191, p =.001, d =.23); CSL – CSIL (z = 3.388, p = .001, d =.14) y NC – CSIL (z = 6.170, p =.001, d =.35).

En el factor de Frialdad-Rechazo se observaron mayores puntajes para CSIL y sólo se encontraron diferencias entre CSL – CSIL (z = 4.074, p = .001, d = .23) y NC – CSIL (z = 5.353, p = .0001, d = .31). En la Percepción de sobrecontrol se identificaron mayores puntajes para los CSIL y diferencias significativas entre CSL – CSIL (z = 3.711, p = .0001, d = .23) y NC – CSIL (z = 3.390, p = .001, d = .22) (Figura 2).

En la correlación de Spearman, se identificaron correlaciones entre .07 - .47 significativas entre los factores de la SP. Además, se observaron correlaciones negativas y significativas entre Reglas y Supervisión con CSL, CSIL e índice del consumo. Las correlaciones fueron positivas y significativas entre Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol con CSIL. El sexo mostró correlaciones significativas con los cuatro factores, pero ninguno con el grupo de edad (Tabla 5).

Se estimaron tres modelos de regresión lineal en donde las variables independientes fueron los cuatro factores: Reglas, Supervisión, Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol. En el modelo 01 la variable dependiente fue el CSL y se identificó una correlación negativa entre la supervisión y el CSL, es decir, cuando la primera aumenta, la segunda disminuye; mientras que la correlación fue positiva entre Frialdad-Rechazo y CSL, lo que significa que cuando la primera aumenta, la segunda también. La R² explicó el 30% del CSL (F = 11.799, g.l. = 6, p = .001). En el modelo 02 la variable dependiente fue el CSIL y se identificó también una correlación negativa entre supervisión y CSIL, mientras que la correlación fue positiva entre la Frialdad-Rechazo y CSIL.

La R² explicó el 49% del CSIL (F = 9.578, g.l. = 6, p = .001). En el modelo 03 la variable dependiente fue índice de consumo, donde se identificó una correlación negativa entre la Supervisión y el índice de consumo y una correlación positiva entre la Frialdad-Rechazo con el índice de consumo. La R² explicó el 47% del índice de consumo con significancia estadística (F = 14.750, g.l. = 6, p = .001). (Tabla 6).

Por último, se estimaron tres modelos de regresión multivariada en donde las variables predictoras fueron los cuatro factores: Reglas, Supervisión, Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol.

Se incluyó la variable sexo como co-variable. En el modelo 01 la variable resultante fue el consumo – no consumo (de cualquier sustancia). Las variables que resultaron ser predictoras fueron ser hombre, Reglas, Supervisión y Frialdad-Rechazo (R2 de McFadden = 52%). En el modelo 02, la variable resultante fue consumo de sustancias lícitas y las variables que tuvieron significancia de forma independiente fueron ser hombre, Reglas y Supervisión (R2 de McFadden = 60%). En el modelo 03, la variable resultante fue consumo de sustancias ilícitas y las variables predictoras fueron Supervisión, Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol (R2 de McFadden = 74%). (Tabla 7).

Las evidencias de validez y precisión del estudio indicaron que el ISP en adolescentes mexicanos evalúa la SP con indicadores psicométricos apropiados, dado que sus índices de ajuste fueron adecuados en su análisis exploratorio, confirmatorio, de precisión y de validez con otras variables. El ISP es un instrumento de auto-reporte que evalúa las dimensiones II (establecimiento de normas para recopilar información) y la percepción del comportamiento de padres ante conductas infractoras. En tanto que el ESP-A, validado con adolescentes mexicanos, evalúa las dimensiones I (solicitud de información), III (uso de registros objetivos para recopilar información), IV (observación de los adolescentes para recopilar información) y V (solicitud de supervisión a otra persona) (Nuño-Gutiérrez, 2024). Por consiguiente, el uso de ambos instrumentos podría brindar un diagnóstico completo de la SP en los adolescentes.

El estudio evaluó tres soluciones factoriales, en la primera se incluyeron los seis factores originales, pero no mostró indicadores de ajuste adecuados y rechazó dos factores: 1) Fuentes de información, que se refiere a la información proporcionada por parte del adolescente en relación con temas escolares, guardar secretos y revelar parcialmente lo que hace cuando sale por la noche, y 2) Restricción de la libertad, que se refiere a la percepción de libertad que los padres les permiten, con tres ítems muy similares al factor de sobrecontrol. En el estudio original de Kerr & Stattin (2000) estos dos factores mostraron una consistencia interna inferior (α = .79 y α = .70, respectivamente) en comparación con los otros cuatro factores (entre α = .81 y α = .87).

Una explicación alternativa del motivo por el cual el modelo factorial rechazó 10 ítems podría ser que la versión original del ISP incluye varios reactivos con redacción muy similar en su contenido, y esta redundancia fue evidenciada en la estimación de la consistencia interna. Adicionalmente, habría que considerar las variables temporo-espaciales del ISP. La creación y validación original se llevaron a cabo antes de su publicación en el año 2000 con adolescentes suecos, por lo que ha transcurrido un cuarto de siglo y los cambios sociales (tales como la participación de la mujer en ámbitos que eran propios de los hombres) influyen de forma significativa en la crianza, en las relaciones y en las configuraciones familiares. Además, es necesario tener en cuenta la textura cultural de la crianza que subyace a la SP (Reed-Fitzke & Lucier-Greer, 2020).

Adicionalmente, en la segunda solución factorial, a pesar de que el ISP incluyó 21 de los 31 ítems originales, el estudio evidenció indicadores de ajuste apropiado en la solución factorial, en el análisis confirmatorio con muestras separadas y en la estimación de su precisión con la consistencia interna del ISP que no dista de los parámetros originales. Por consiguiente, se propone que la esencia del ISP permaneció en la versión de México.

Por otro lado, en la tercera solución factorial, los resultados fueron consistentes en todos los análisis para revelar que la supervisión (conocimiento de los padres acerca de las actividades de sus hijos) y la presencia de reglas (en las salidas con los pares) predijeron el consumo de tabaco y el alcohol en el último mes en los hombres. De manera similar, una menor supervisión, mayor frialdad y una percepción de sobrecontrol predijeron el consumo de sustancias ilícitas. Asimismo, la supervisión, las reglas y la frialdad predijeron el consumo de cualquier sustancia en los hombres. Estos hallazgos coinciden con Kerr y Stattin (2000), quienes concluyeron que el predictor más determinante del comportamiento problemático de los adolescentes era el nivel de conocimiento de los padres acerca de las actividades de sus hijos.

En este estudio, la supervisión fue el único factor que se mantuvo en los modelos predictivos sobre el consumo de sustancias. En consecuencia, ¿resulta conveniente una supervisión incrementada? No necesariamente. La supervisión excesiva se manifiesta como invasiva, controladora, restrictiva, carece de derechos y deja de ser supervisión (Kerr y Stattin (2000). Se estimó que únicamente el 10% de los padres emplea este estilo y, aunque parece no ejercer un impacto directo sobre el consumo de sustancias (Nuño-Gutiérrez, 2024), resultaría pertinente profundizar en su estudio.

Además, se ha evidenciado que la crianza excesivamente protegida conlleva consecuencias perjudiciales y resulta contraproducente (Pelham, et al., 2024). Pese a la identificación clara de la influencia de los padres en el comportamiento de los adolescentes, este es un campo de investigación que suscita interrogantes, por lo que es necesario profundizar en otras variables conductuales.

Los padres, en su rol de cuidadores primordiales, enfrentan desafíos en la transición de los adolescentes hacia una vida adulta saludable. La utilización del ISP tiene el potencial de facilitar la identificación de comportamientos en los adolescentes que requieren la promoción de estrategias de SP por parte de sus padres, con el propósito de incidir en la probabilidad de que se manifiesten conductas de riesgo en los adolescentes. Un estudio longitudinal que entrenó a los padres en estrategias de supervisión reveló que, tras un período de tres años, los padres reportaron haber modificado de manera exitosa el comportamiento de sus hijos y habían incrementado el conocimiento acerca del paradero de sus hijos (Pettit et al., 2007).

La ISP se compone de dos factores deseables (Reglas y Supervisión) y dos factores no deseables que deberían ser puntuados bajos (Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol). Por tanto, el ISP no convergió en un segundo orden. Habría que continuar obteniendo evidencias de validez y precisión para determinar si es posible utilizar las subescalas de forma separada y no necesariamente en su conjunto.

Aunque la obtención de evidencias de validez y precisión del ISP no demandaba un análisis por sexo y edad, la hipótesis de trabajo planteada estableció la presunción de diferencias en función de estas variables. Se aceptó que hubo diferencias en la SP por sexo, pero no por grupo de edad. El estudio de Kerr y Stattin (2000) identificó diferencias significativas exclusivamente en las reglas para las mujeres. En este estudio, se identificaron diferencias en los cuatro factores; sin embargo, el tamaño del efecto fue mediano sólo en reglas, lo que se podría permitir la generalización de este hallazgo. Esta discrepancia con los otros tres factores con el estudio de Kerr y Stattin (2000), en la que las mujeres obtuvieron puntajes superiores y significativos, podría sugerir una crianza con un mayor cuidado y protección hacia ellas, así como la búsqueda de una mayor vinculación familiar (Nuño-Gutiérrez et al., 2022).

Otra diferencia prevista fue que los puntajes inferiores en los factores Reglas y Supervisión estarían asociados con CSL y CSIL, por lo que esta hipótesis se aceptó. aunque su tamaño de efecto fue pequeño, pero coincide con los estudios previos (Bray et al., 2022; Nuño-Gutiérrez, 2024; Pelham et al., 2024).

De manera similar, las puntuaciones fueron inferiores en los factores Frialdad-Rechazo y Percepción de sobrecontrol entre los CSL y CSIL con un efecto pequeño. Es posible que los resultados sean superiores y con efectos grandes en la comparación de muestras de usuarios de sustancias en tratamiento.

Kerr y Stattin (2000) determinaron que las reglas predecían un mejoramiento psicológico manifestado en mejores puntajes de autoestima, mientras que la Frialdad-Rechazo y el Sobrecontrol predecían una adaptación inadecuada. Estos hallazgos se podrían justificar debido a que la SP es relevante en la crianza y le ofrece estructura al entorno de los adolescentes y la calidad de la SP predice su comportamiento (Handschuh et al., 2020; Kerr y Stattin (2000); Pelham et al., 2024). Los estudios de criminología realizados en la década de 1950 identificaron una correlación entre una supervisión reducida y el riesgo de delincuencia en los adolescentes (Pelham et al., 2024).

Aunque en este estudio no se evaluó la adaptación ni la delincuencia, el consumo de sustancias lícitas e ilícitas constituyen comportamientos disruptivos para los adolescentes, dado que son menores de edad. La venta de sustancias está prohibida y se ha establecido que el consumo de estas puede constituir un factor de riesgo para otras conductas (Bray et al., 2022; Kerr y Stattin 2000). A pesar de que la adolescencia es una etapa compleja y repleta de peligros, se anticipa que los padres tengan la capacidad de guiar a los adolescentes hacia una adaptación a la vida adulta, que comprende el cuidado de la salud física y mental, así como el bienestar psicológico (Reed-Fitzke & Lucier-Greer, 2020). Por lo tanto, el estudio de la SP es de gran relevancia en la población adolescente. La SP puede ser la causa o el resultado del comportamiento de los adolescentes, por lo que es esencial disponer de instrumentos apropiados que faciliten su evaluación durante la adolescencia.

Las aplicaciones clínicas de SP se traducen en una evaluación cotidiana de los dominios de la SP con el fin de realizar intervenciones de entrenamiento para optimizar la SP, principalmente con adolescentes con comportamiento disruptivos como el consumo de sustancias. Dentro del campo de la psicología del desarrollo, también resulta esencial evaluar la SP para la implementación de talleres de prevención en comunidades escolares. Por consiguiente, resulta indispensable el trabajo de sensibilización sobre la SP con los padres de adolescentes y la conceptualización de que el núcleo de la SP es la adquisición de información sobre las actividades de los adolescentes (Kerr & Stattin, 2000).

En consecuencia, este estudio podría servir como fundamento para continuar con el estudio del efecto de la SP en el desarrollo y tratamiento de comportamientos disruptivos en los adolescentes.

El estudio determinó que la evidencia de validez y precisión sustenta el uso del ISP en adolescentes mexicanos, por lo tanto, se promueve su uso. La Supervisión fue el factor más consistente para predecir el consumo de cualquier sustancia en los adolescentes. Adicionalmente, la ausencia de reglas predijo el consumo de sustancias lícitas, y la Frialdad-Rechazo y la Percepción de sobrecontrol predijeron el consumo de sustancias ilícitas.

Direcciones futuras

Se recomienda continuar trabajando en la versión del ISP de padres para comparar la concordancia de los reportes de padres e hijos. De igual manera, se debe profundizar en el estudio de los efectos directos e indirectos de la SP a través de modelos de trayectorias y ecuaciones estructurales en el consumo, la dependencia de sustancias, y otros comportamientos de riesgo, conductas antisociales, así como el efecto de la configuración familiar en la SP y evaluar la correlación entre la SP con la calidad de la relación padres-hijos.

Limitaciones del estudio

Entre las limitaciones del estudio es que la evaluación de la SP ocurre mediante el auto-reporte, lo que significa que en realidad se analiza las percepciones y juicios de los adolescentes, que no necesariamente corresponden a las acciones de sus padres. De igual manera, no se evaluó la calidad de la relación padres-hijos; no obstaste, estudiar la percepción de los adolescentes es vital, ya que parece predecir su comportamiento (Kerr & Stattin, 2000).

FUENTES DE FINANCIAMIENTO

No se recibió ningún financiamiento para la realización de este estudio.

DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES

El autor declara que no existe conflicto de interés.

CONTRIBUCIÓN DE LOS AUTORES

Bertha Lidia Nuño Gutiérrez: conceptualización, metodología, software, validación, análisis formal, investigación, redacción-borrador original, edición,visualización, supervisión y administración delproyecto.

REFERENCIAS

Aguilar, J., & Aguilar, A. (2013). Validez de constructo de la Escala de Autoridad Parental para Adolescentes Mexicanos. Acta de Investigación Psicológica, 3(3), 1228-1237. https://doi.org/10.1016/S2007-4719(13)70962-1

Ask, I. R.Shwarz-Torres, J., Davis, I., Racz, S. J., Patel, H., Gonzalez, O., & Pelham, W. E. (2024). Is Parental Monitoring Just A Way to Acquire Knowledge? Re-Evaluating A Re-Conceptualization. PsyArXiv https://doi.org/10.31234/osf.io/za2gf

Ato, M., López, R., & Benaventa, 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

Betancourt-Ocampo, D., & Andrade-Palos, P. (2007). Escala de percepción del control parental de niños. Investigación Universitaria Multidiscplinaria, 6(6), 26-34. Recuperado de https://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=2695339

Boateng, G., Neilands, T., Frongillo, E., Melgar-Quiñonez, H., & Young, S. (2018). Best Practices for Developing and Validating Scales for Health, Social, and Behavioral Research: A Primer. Frontiers in Public Health, 6, 1-18. https://doi.org/10.3389/fpubh.2018.00149

Bray, J. H., Gallegos, M. I., Cain, M. K., & Zaring-Hinkle, B. (2022). Parental monitoring, family conflict, and adolescent alcohol use: A longitudinal latent class analysis. Journal of Family Psychology, 36(7), 1154–1160. https://doi.org/10.1037/fam0001019

Brown, T. (2015). Confirmatory factor analysis for applied research. Guilford Publications

Campos-Arias, A., & Oviedo, H. C. (2008). Propiedades psicométricas de una escala: la consistencia interna. Revista Salud Pública, 10(5), 831-839. Recuperado de http://www.scielo.org.co/pdf/rsap/v10n5/v10n5a15.pdf

Cohen, J. (1988). Statistical Power Analysis for the Behavioral Sciences. Hillsdate.

Cottrell, S. A., Branstetter, S., Cottrell, L., Harris, C. V., Rishel, C., & Stanton, B. F. (2007). Development and Validation of a Parental Monitoring Instrument: Measuring How Parents Monitor Adolescents' Activities and Risk Behaviors. The Family Journal, 15(4), 328-335. https://doi.org/10.1177/1066480707303748

Drozdova, A., Clough, I., & Thomas, A. (2022). Age as a Curvilinear Moderator for Parental Solicitation and Adolescent Risk Behavior. Journal of Child and Family Studies, 32(9), 2737-2747. https://doi.org/10.1007/s10826-022-02494-9

Escamilla, I., Juan, N., Benito, A., Castellano-García, F., Rodríguez-Ruiz, F., & Haro, G. (2024). Substance Addiction in Adolescents: Influence of Parenting and Personality Traits. Brain Sciences, 14(5), 449. https://doi.org/10.3390/brainsci14050449

Field, A. (2009). Discovering Statistics Using SPSS. SAGE.

Fletcher, A., Steingberg, L., & Williams-Wheeler, M. (2004). Parental Influences on Adolescent Problem Behavior: Revisiting Stattin and Kerr. Child Development, 75(3), 781-796. https://doi.org/10.1111/j.1467-8624.2004.00706.x

Handschuh, C. (2019). Peer and parental relationships and their association with adolescent sexual behaviors. (Publication number 13805951) [Doctoral dissertation, Columbia Univertisy]. ProQuest Dissertations and Theses Global.

Handschuh, C., Mokkink, L. B., & Smaldone, A. (2020). Perceived Parental Monitoring: A Systematic Review of Monitoring Instruments. Journal of Nursing Measurement, 28(3), E253–E292. https://doi.org/10.1891/JNM-D-19-00045

Hayes, A., & Coutts, J. (2020). Use Omega rather than Cronbach´s Alpha for estimating reliability. But…. Communication Methods and Measures, 14(1), 1-24. https://doi.org/10.1080/19312458.2020.1718629

Hiemstra, M., de Leeuw, R.N., Engels, R.C., Otten, R. (2017). What parents can do to keep their children from smoking: A systematic review on smoking-specific parenting strategies and smoking onset. Addictive Behaviors, 70, 107–128. https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2017.02.003

JASP Team. (2022). JASP (Version 0.18.1.0). Obtenido de jasp-stats.org.

Kakihara, F., Tilton-Weaver, L., Kerr, M., & Stattin, H. (2010). The Relationship of Parental Control to Youth Adjustment: Do Youths’ Feelings About Their Parents Play a Role? Journal of Youth and Adolescence, 39(12), 1442-1456. https://doi.org/10.1007/s10964-009-9479-8

Keijsers, L., & Laird, R. (2009). Introduction to special issue. Careful conversations: Adolescents managing their parents' access to information. Journal of Adolescence, 33(2), 255-259. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2009.10.009

Kerr, M., & Stattin, H. (2000). What parents know, how they know it, and several forms of adolescent adjustment: Further support for a reinterpretation of monitoring. Developmental Pshychology, 36(3), 366-380. https://psycnet.apa.org/doi/10.1037/0012-1649.36.3.366

Kerr, M., & Stattin, H. (2003). Parenting of adolescents: Action or reaction? In A. C. Crouter & A. Booth (Eds.), Children’s influence on family dynamics: The neglected side of family relationships (pp. 121–151). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum.

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), 1151169. http://dx.doi.org/10.6018/analesps.30.3.199361

Lorenzo-Seva, U., & Ferrado, P. (2021). MSA: The forgotten index for identying inappropriate items befores computing exploratory item factor analysis. Methodology, 17(4), 296-306. https://doi.org/10.5964/meth.7185

Lubbe, D. (2019). Parallel analysis with categorical variables: Impact of category probability proportions on dimensionality assessment accuracy. Psychological Methods, 24(3), 339-351. https://doi.org/10.1037/met0000171

Méndez-Martínez, C., Rondón-Sepulveda, M. A. (2012). Introducción al análisis factorial exploratorio. Revista Colombiana de Psiquiatría, 41(1), 197-207. Obtenido de: http://www.scielo.org.co/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S0034-74502012000100014&lng=en&tlng=es.

Morgan, A., & Haglund, B. J. (2009). Social capital does matter for adolescent health: evidence from the English HBSC study. Health Promotion International, 24(4), 363-372. https://doi.org/10.1093/heapro/dap028

Nuño-Gutiérrez, B. L. (2024). Adaptación y Validación al Español de la Escala de Supervisión Parental en Adolescentes y Padres. Psicumex, 14(1), 1 -25. https://doi.org/10.36793/psicumex.v14i1.688

Nuño-Gutiérrez, B. L., Álvarez-Nemegyei, J., Velázquez-Castañeda, A., & Tapia-Curiel, A. (2008). Comparación del ambiente familiar y el tipo de consumo de tabaco en adolescentes mexicanos de nivel medio superior. Salud Mental, 31(5), 361-369. Recuperado de http://www.scielo.org.mx/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S0185-33252008000500004&lng=es&tlng=es.

Nuño-Gutiérrez, B. L. (2022). Roles de género tradicionales en la familia y su implicación en la prevención del consumo de sustancias en adolescentes. En: Nuño-Gutiérrez, B. L. (Ed). Salud, violencia, drogas y narcotráfico. Una observación desde el occidente. Universidad de Guadalajara.

Padilla-Walker, L., & Nelson, L. (2012). Black hawk down?: Establishing helicopter parenting as a distinct construct from other forms of parental control during emerging adulthood. Journal of Adolescence, 35(5), 1177-1190. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2012.03.007

Pelham, W. E., Racz, S. J., Davis, I. S., Ask, I. R., Patel, H., McMahon, R. J., Thornburg, M. A., Huang, Y. W., Schulze, E. M., Gonzalez, O., Tapert, S. F., & Brown, S. A. (2024). What is Parental Monitoring? Clinical Child and Family Psychology Review, 27(2), 576-601. https://doi.org/10.1007/s10567-024-00490-7

Petrass, L., Finch, C., & Blitvich, J. (2009). Methodological approaches used to assess the relationship between parental supervision and child injury risk. Injury prevention: Journal of the International Society for Child and Adolescent Injury Prevention, 15(2), 132-138. https://doi.org/10.1136/ip.2008.019521

Pettit, G. S., Keiley, M. K., Laird, R. D., Bates, J. E., & Dodge, K. A. (2007). Predicting the developmental course of mother-reported monitoring across childhood and adolescence from early proactive parenting, child temperament, and parents' worries. Journal of Family Psychology, 21(2), 206–217. https://doi.org/10.1037/0893-3200.21.2.206

Reed-Fitzke, K., & Lucier-Greer, M. (2020). Difficulties in the transition to adulthood. In: Wampler, K. S., & McWey, L. M. The Handbook of Systemic Therapy. Wiley Blackwell.

Rekker, R., Keijsers, L., Branje, S., Koot, H., & Meeus, W. (2017). The interplay of parental monitoring and socioeconomic status in predicting minor delinquency between and within adolescents. Journal of Adolescence, 59(1), 155-165. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2017.06.001

Ryan, J., Roman, N. V., & Okwany, A. (2015). The Effects of Parental Monitoring and Communication on Adolescent Substance Use and Risky Sexual Activity: A Systematic Review. Open Family Studies Journal, 7(1), 12-27. https://doi.org/ https://doi.org/10.2174/1874922401507010012

Skinner, A. T., Bacchini, D., Lansford, J. E., Godwin, J. W., Tapanya, S., Sorbring, E., Tirado, L. M., Zelli, A., Alampay, L. P., Al-Hassan, S. M., Bombi, A. S., Bornstein, M. H., Chang, L., Deater-Deckard, K, Giunta, L. D., Dodge, K. A., Malone, P. S., Miranda, M. C., Oburu, P., & Pastorelli, C. (2014). Neighborhood Danger, Parental Monitoring, Harsh Parenting, and Child Aggression in Nine Countries. Societies, 4(1), 45-67. https://doi.org/10.3390/soc4010045

Villatoro-Velázquez, J. A., Andrade-Palis, P., Fleiz Bautista, C., Medina-Mora, M. E., Reyes-Lagunes, I., Rivera-Guevara, E. (1997). La relación padres-hijos: una escala para evaluar el ambiente familiar de los adolescentes. Salud Mental, 20(2), 21- 27.

Villatoro-Velázquez, J. A., Bustos Gamiño, M. N., Fregoso Ito, D. A., Fleiz Bautista, C., Gutiérrez López, M. D. L., Amador Buenabad, N. G., & Medina-Mora Icaza, M. E. (2017). Contextual factors associated with marijuana use in school population. Salud Mental, 40(3), 93-102. Disponible en: https://www.scielo.org.mx/pdf/sm/v40n3/0185-3325-sm-40-03-00093.pdf