Introducción

El ser humano es un ser que nace desamparado, necesita de otros para sobrevivir, y a través de la historia siempre han sido los padres o los familiares cercanos, los encargados de brindar seguridad y transmitirle a este nuevo individuo todo lo esencial para satisfacer sus necesidades (^{Bowlby, 1969}; ^{Soria, 2006)}, al menos, hasta el momento en que este adquiera su autonomía.

Es así como la familia es el sistema transmisor de comportamientos por excelencia y los padres, en el momento de decidir tener un hijo, se enfrentan a la reflexión de ciertos ideales y expectativas con respecto a la forma de crianza y pasan a través de un proceso de reorganización psicológica que trae consigo tanto vulnerabilidad y desorden como esperanza y crecimiento (^{Brodén, 2004}; ^{Cohen, & Slade, 2000}; ^{Soria, 2006}); además de una carga emocional de gran valor y poder en el género masculino, acompañada de la transformación en las creencias que tienen los hombres sobre el rol de ser padre que se ha ido modificando desde los años 70 (^{Sharim, 2005}).

Por consiguiente, la crianza es definida como las actitudes, comportamientos y/o conductas de los padres hacia sus hijos/as en cuestiones de educación y orientación para el desarrollo de valores y normas que faciliten su sociabilidad (^{Cuervo, 2010}; ^{Solís-Camara et al, 2007}). En este orden de ideas, la Organización de los Estados Americanos (^{OEA, s.f.}) propone una serie de criterios tales como la responsabilidad, la educación y la corrección moderada y adecuada, que deben promoverse para el óptimo desarrollo y crianza de los niños.

Sin embargo, la crianza no es un modelo universal, por el contrario, depende de tres factores postulados por Palacios (1998, citado en ^{Ramírez, 2005}): el primero, está relacionado con la “edad, sexo, nacimiento y personalidad del niño, el segundo con la experiencia previa como hijos y padres, personalidad del padre, nivel educativo, ideas acerca del proceso educativo y expectativas de logro que tienen los padres, y el tercero con el contexto en el que se desarrolla la interacción padre-hijos/as” (p. 168).

Con respecto a los estilos de crianza, en la literatura se ha encontrado un incremento en el número de hogares monoparentales con madres cabeza de familia en la mayoría de las regiones de Colombia especialmente en Bogotá y en la región central, aumentando de 30% a 34% entre el 2005 y 2010 y, que esta figura paterna está perdiendo presencia en el hogar, ya que tan sólo el 8% de los hijos viven únicamente con el padre a comparación del 32% que viven con las madres (^{Profamilia, 2010}; ENDS citado en ^{Alcaldía Mayor de Bogotá D.C, 2013}).

De igual forma, la contribución por parte de los hombres al trabajo doméstico y la crianza infantil no excede a más del 37% de la contribución por parte de las mujeres (^{Hook, 2006}) y el alto abandono por parte de estos está haciendo que el rol paternal en la familia reciba mayor atención (^{Cabrera & Tamis-Le Monda, 2013}).

Por lo tanto, se reconocen las diferencias de los roles paterno y materno así como sus representaciones sociales subyacentes en las cuales, según ^{Renée (2010}, p.1) aquellas vinculadas a las madres se describen como “amor, compañía, protección educación, entrega y cuidad” Mientras que aquellas vinculadas hacia los padres están relacionadas de manera más predominante con abandono e ignorancia sobre el cuidado de los niños con términos como “masculino, autoritario y proveedor económico” ” (^{Cano, 2013}; ^{Montesinos, 2004}; ^{Paterna, Martinez & Rodes, 2005}).

Desafortunadamente, estas representaciones y conductas abandonistas repercuten de manera negativa en los niños, ya que, diversos estudios psicológicos han comprobado la importancia del amor del padre en la vida de los hijos y su óptimo ejercicio de la paternidad, en especial cuando el niño es un varón (^{Rohner & Veneziano, 2001}).

Adicionalmente, otros estudios han encontrado que los ambientes hogareños caóticos, es decir, conductas disruptivas y actitudes desfavorables, tienen repercusiones negativas (^{Evans, 2006}; ^{Evans & Wachs, 2010}) que incluyen problemas cognitivos y lingüísticos (^{Evans & Wachs, 2010}; ^{Vernon-Feagans, Garrett-Peters, Willoughby, & Mills- Koonce, 2012}), puntuaciones bajas en el coeficiente intelectual y problemas comportamentales externalizantes (^{Ackerman, Brown, & Izard, 2003}).

Dado el fenómeno anterior, es imprescindible exponer a lo que la paternidad se refiere, teniendo en cuenta su construcción cultural y estereotipación social, se define como “patrones aprendidos que permiten a los varones confirmar su pertenencia al género masculino” (^{Montesinos, 2004}, p.199).

En la literatura, se han encontrado determinantes objetivos del involucramiento paternal como las horas dedicadas al trabajo, la escolaridad y la edad (^{Keizer, 2015}), pero se ha investigado poco acerca de las actitudes y perspectivas subjetivas de cada individuo con respecto a la paternidad, por lo que se considera importante comprender aquellas valoraciones que causan un mayor o menor involucramiento en la crianza de un hijo.

Con base a lo anterior, el enfoque de la presente prueba se centra en las actitudes que determinan aspectos comportamentales eficaces para una buena crianza; las actitudes son valoraciones que las personas poseen sobre una determinada situación, que pueden ser positivas, negativas o neutras y que tienen gran influencia en el comportamiento, dado que sirven para determinar tanto gustos como intenciones personales (^{Briñol, Falces & Becerra, 2014}). De esta forma, las actitudes hacia la paternidad serían las valoraciones que tendría un sujeto acerca del hecho de ser padre y lo que esto conlleva.

Lo anterior se estima teniendo en cuenta tres componentes de las actitudes, los cuales son: emocional o afectivo que hace alusión al sentimiento que produce la situación u objeto, cognoscitivo refiriéndose a las creencias que se tienen sobre la misma, y finalmente, el componente conductual que es la tendencia de respuesta hacia esta (^{Cortada, 2000}; ^{Gargallo, Pérez, Sierra, Sánchez & Ros, 2007}; ^{Riveros, Bohórquez, López, & Sepúlveda, 2015}).

Es así como se pretende evaluar las actitudes frente a diferentes aspectos de la paternidad como lo son: cuidado del niño, que se refiere a la realización de actividades que satisfagan las necesidades diarias del infante (^{Ward, et al., 2014}), logística, que consiste en tareas de crianza que involucran la coordinación de compromisos y eventos (^{Keizer, 2015}; ^{Royo, 2011}), y por último, la actividad lúdica por la cual se entiende como un conjunto de actividades agradables en donde se participa durante el tiempo libre y que fomentan el uso positivo de éste para promover el desarrollo integral de las personas (^{Salazar, 2008}).

En conclusión, dado que no hay estudios previos acerca de las actitudes hacia la paternidad en Colombia, y la relevancia que esta tiene en la crianza de los niños y niñas, considerando los cambios actuales debido al relevo generacional (^{Puyana & Mosquera, 2005}), el presente estudio tiene como objetivo diseñar y validar una escala para medir las actitudes hacia la paternidad, que delimitan aspectos comportamentales eficaces para una buena crianza.

Método

Resultados

Con base a la literatura, se realizó la tabla de especificaciones a la luz de los componentes de la actitud (afectivas, cognitivas, conductuales) y las áreas implicadas en la paternidad (actividades lúdicas, cuidado del niño, logística). Tras la construcción de la tabla de especificaciones y los reactivos, se llevó a cabo el análisis de validación por jueces expertos, realizando análisis de concordancia entre jueces a través del W de Kendall, y los indicadores de los reactivos a través del índice de validez de contenido o índice de Lawshe (^{Tristán-López, 2008}). Los resultados denotan consistencia entre jueces en la valoración de la pertinencia, suficiencia, coherencia y redacción de los reactivos (W > 0.4; sig < 0.05), y en los índices de validez de contenido se recomienda la conservación de 43 reactivos (IVC > 0.6), los cuales fueron utilizados en la aplicación con la muestra.

Para saber si la muestra era suficiente se llevó a cabo la prueba de adecuación muestral de Kaiser- Meyer-Olkin y la prueba de esfericidad de Bartlett en donde se encontró una puntuación KMO de 0.971 y una significancia en Bartlett de 0.000, lo que denota un apropiado tamaño de la muestra y una adecuada matriz de correlaciones para llevar a cabo el análisis factorial exploratorio.

Con respecto a los índices de extracción por reactivo, el índice de extracción arrojó una puntuación por encima de 0.3 en todos los ítems, lo que indicó que todos debían conservarse. Para determinar el número de factores se llevó a cabo el análisis paralelo de Horn, el cual determinó tres factores, por lo cual se ajustó el análisis exploratorio a estos, obteniendo que los tres explican el 62.842% de la varianza total acumulada, el primero explicando el 44.245%, el segundo el 12.492% y el tercero 6.105% respectivamente. La carga de los reactivos para cada factor se muestra en la Tabla 1.

Figura 1 Modelo de mejor ajuste sometido a confirmación, con cargas obtenidas. 

Como se observa en la Figura 1, se encuentran coeficientes positivos y superiores a 0.4 entre los reactivos con su correspondiente factor y bajas cargas de covarianza entre las variables latentes derivadas en el modelo, y en la Tabla 2 se observan índices de ajuste adecuados y bajo nivel de error del modelo, lo que permite encontrar evidencia empírica para confirmar el ajuste del modelo propuesto. Con respecto a la confiabilidad, se halló un alfa de Cronbach general de 0.966, se realizó adicional un coeficiente dos mitades encontrando un alfa de 0.938 para la primera mitad y de 0.931 para la segunda, una correlación entre formas de 0.934 y un coeficiente dos mitades de Guttman de 0.966, para el primer factor se halló un alfa de 0.976, para el segundo factor de 0.731, y de 0.685 para el tercer factor. Los análisis de correlación entre elemento y total, y los alfas de Cronbach si se elimina el ítem se realizaron para cada factor, encontrándose los resultados en las Tablas 3, 4 y 5, hallándose correlaciones positivas y superiores a 0.4 entre el reactivo y el total y alfas afectados con la eliminación hipotética del reactivo.

Discusión

En el presente estudio se buscó diseñar y validar una escala que midiera las actitudes hacia la paternidad de los hombres, guiado por criterios de la Organización de los Estados Americanos (^{OEA, s.f.}). Debido a la elevada ausencia en el hogar por parte de los padres (32% de los niños viven sólo con la madre, ENDS, citado en ^{Alcaldía Mayor de Bogotá D.C, 2013}) y el vasto crecimiento poblacional que se vive actualmente (en el año 2017 se registraron 49.291.609 habitantes y se estima que para el 2020 Colombia tenga 50.911.747, ^{DANE, 2018}), conviene crear un instrumento que evalúe las actitudes de un padre hacia su labor paternal, procurando tener siempre en mente la apropiada crianza y desarrollo del niño (^{Fundación Chile Unido -FCU-, 2002}).

Como se observa en el marco teórico, son varias las investigaciones que se han realizado en torno a aspectos esenciales que tienen los hombres frente a la paternidad; ^{Keizer (2015}) resalta dentro de estos aspectos, el cuidado del niño, la logística y las actividades lúdicas. Es por esto que, teniendo en cuenta la literatura consultada, la variable actitudes hacia la paternidad se dividió tanto en los tres factores mencionados anteriormente, como en los tres componentes de las actitudes: cognitivo, conductual y afectivo (^{Cortada, 2000}; ^{Gargallo, Pérez, Sierra, Sánchez, & Ros, 2007}).

Con respecto a los resultados, se encontró en el análisis factorial exploratorio apropiados indicadores de extracción para todos los reactivos, los cuales se agruparon en tres factores claramente constituidos, que explican el 62.842% de la varianza total acumulada, mostrando coherencia teórica con la siguiente conformación: el primer factor llamado evaluación generalmente positiva (reactivos 1, 2, 4, 5, 6, 9, 11, 12, 13, 15, 16, 17, 18, 19, 20, 21, 22, 23, 24, 25, 26, 27, 28, 31, 32, 34), el segundo factor evaluación generalmente negativa (reactivos 8, 10, 14 y 27) y el tercero llamado evaluación hacia otros niños (reactivos 7, 29 y 33). Este modelo de agrupación obtuvo coeficientes de bondad de ajuste apropiados para considerar confirmado el modelo, lo que, sumado a los altos índices de confiabilidad y consistencia interna, permite afirmar que la escala de actitudes hacia la paternidad es un instrumento válido y confiable para ser utilizado en hombres colombianos.

Se encontraron algunas limitaciones en el presente estudio, entre ellas se expone que, si bien el tamaño muestral era apropiado a la luz de la potencia obtenida en los estadísticos de muestreo, dicha muestra no fue obtenida de forma aleatoria ni representativa de todo el contexto colombiano, por lo que se recomienda la réplica de este estudio, para garantizar estos hallazgos y, de esta manera, contar con mayor sustento empírico. Así mismo, se recomienda analizar la efectividad de diseñar un instrumento que mida las actitudes hacia la maternidad y así, incluir el género femenino en el estudio de actitudes de los padres hacia su labor con los hijos.

Finalmente, no se encontró en la revisión teórica instrumentos que miden el constructo actitudes hacia la paternidad en población colombiana, por lo que el presente trabajo puede considerarse pionero en este aspecto, recomendando hacer estudios para medir dichas actitudes, así como variables asociadas y predictoras a la misma, y el uso de esta escala como un indicador para procesos de acompañamiento para futuros padres biológicos o adoptantes.