ORIGINAL

ISSN 0120-0534

Volumen 58

* Autor de correspondencia.

Correo electrónico:

esteban.gomez@americaporlainfancia.com https://doi.org/10.14349/rlp.2026.v58.5 0120-0534/© 2026 Fundación Universitaria Konrad Lorenz. Este es un artículo Open Access bajo la licencia (https://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/). Revista Latinoamericana de Psicología (2026) 58, e580577 https://doi.org/10.14349/rlp.2026.v58.5 https://revistalatinoamericanadepsicologia.konradlorenz.edu.co/ Propiedades psicométricas de la versión chilena del Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ): validación en cuidadores de niños de 3 a 11 años Esteban Gómez-Muzzio a,* , Nicolás Gabriel-Vacher b , José Pezoa c , Germán Monje-Ojeda d a Fundación América por la Infancia, Chile, Santiago, Chile b Facultad de Psicología y Humanidades, Universidad San Sebastián, Sede Santiago, Chile c Pontificia Universidad Católica de Chile, Santiago, Chile d Universidad Santo Tomás, Puerto Montt, Chile Recibido el 14 de noviembre de 2025; aceptado el 20 de abril de 2026 Resumen | Contexto: la desorganización del sistema de cuidado parental constituye un factor de riesgo relevante para el desarrollo socioemocional infantil, pero en Latinoamérica no existen instrumentos con evidencia de validez para su eva­ luación. Objetivo: adaptar y validar el Cuestionario de Impotencia del Cuidador (CHQ) en cuidadores/as chilenos de niños/ as de 3-11 años. Método: estudio transversal on-line con 1366 cuidadores (3-5: n = 573; 6-11: n = 793). Tras la traducción, el pilo­ taje y la validación de contenido por expertos, se evaluó, mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC), la estructura de cinco factores propuesta en la literatura. Resultados: el modelo mostró un ajuste adecuado en ambos rangos etarios. La consistencia interna fue adecuada, así como la estabilidad temporal. El índice de validez de contenido global resultó excelente. La validez convergente se evidenció mediante correlaciones positivas y significativas entre el puntaje total del CHQ y medidas de dificultades infantiles (SDQ), estrés parental (PSI-SF), vínculo materno recordado (PBI) y experiencias adversas en la infancia (ACES). Conclusión: estos hallazgos sugieren que la versión chilena del CHQ presenta propiedades psicométricas adecuadas y puede constituir una herramienta clínica y comunitaria potencialmente útil para detectar la desorganización del sistema de cuidado.

Palabras clave: Cuidado desorganizado, Cuestionario de Impotencia del Cuidador (CHQ), validación transcultural, estruc­ tura factorial, teoría del apego, Chile © 2026 Fundación Universitaria Konrad Lorenz. Este es un artículo Open Access bajo la licencia CC BY-NC-ND (https://creativecommons.org/licenses/ by-nc-nd/4.0/).

Psychometric Properties of the Chilean Version of the Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ): Validation in Caregivers of Children Aged 3 to 11 Years Abstract | Context: Caregiving system disorganization is a relevant risk factor for children’s socioemotional development, but in Latin America there are no validated instruments for its direct assessment. Objective: To adapt and validate the Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ) for Chilean caregivers of children aged 3-11 years. Method: A cross-sectional online study was conducted with 1,366 caregivers (3–5 years: n = 573; 6-11 years: n = 793). Following translation, pilot test­ ing, and expert content validation, the 17-item version was evaluated using Confirmatory Factor Analysis (CFA) to test the

2/10 E. Gómez-Muzzio et al.

La calidad del cuidado parental es uno de los predicto­ res más robustos del desarrollo socioemocional infantil (Cooke et al., 2019). Cuando este cuidado se ve afectado por sentimientos de impotencia, miedo o inversión de roles, se configura un escenario de riesgo para el estable­ cimiento de un apego seguro (Rost et al., 2024). La teoría del apego de Bowlby (1969) ofrece un marco central para entender el desarrollo socioemocional y la parentalidad (Wolfberg & Marrone, 2021), y plantea sistemas moti­ vacionales interdependientes de apego –búsqueda de seguridad– y cuidado –protección del vulnerable–, que son críticos para la supervivencia (Bowlby, 1969; George & Solomon, 2008, 2011; George & Wargon, 2023). Si bien la investigación inicial se centró en el apego infantil, el sistema de cuidado del cuidador ha cobrado relevancia al mostrar cómo los modelos operativos internos orga­ nizan las respuestas a las necesidades infantiles desde sus experiencias tempranas (George & Solomon, 2011; Solomon & George, 1996; Valarezo-Bravo et al., 2024). En condiciones óptimas, este sistema se activa de manera sensible; sin embargo, factores como el trauma no resuelto, el duelo, el abuso y el estrés parental crónico pueden desorganizarlo (Hesse & Main, 2006; Khoury et al., 2022; Lyons-Ruth & Spielman, 2004). En Latinoamé­ rica, se ha documentado que la psicopatología materna tiene una capacidad predictiva del 69.4 % sobre el apego del infante (Quezada & Santelices, 2010). Más de la mitad de los adultos reporta al menos una experiencia adversa en la infancia (ACES, por sus siglas en inglés; Giano et al., 2020); en Chile, aproximadamente el 40 % reporta cuatro o más ACE (Santelices et al., 2024), con una ma­ yor prevalencia en contextos clínicos (Gabriel-Vacher et al., 2022). La desorganización del cuidado se manifiesta en conductas atemorizantes, inversión de roles o fusión psicológica, aumentando el riesgo de apego desorgani­ zado (Brumariu et al., 2021; George & Solomon, 2008). Este patrón de apego en el niño se asocia, a su vez, con dificultades en la regulación emocional, problemas con­ ductuales y un mayor riesgo psicopatológico a lo largo de la vida (Eirich et al., 2024; Lyons-Ruth & Jacobvitz, 2008; Rost et al., 2024; Van Ijzendoorn et al., 1999). La evaluación del sistema de cuidado ha progresado menos que la del apego infantil o la sensibilidad pa­ rental (Britner et al., 2005). Para abordar esta cuestión, George y Solomon desarrollaron la Caregiving Interview y, posteriormente, el Caregiving Helplessness Questionnai­ re (CHQ), un autoinforme breve diseñado para identifi­ car la desorganización del cuidado en madres de niños de 3 a 11 años (George & Solomon, 2011). El estudio origi­ five-factor structure previously proposed. Results: The model demonstrated adequate fit across both age ranges. Internal consistency was good, and temporal stability was adequate. The global content validity index was excellent. Convergent validity was supported by significant positive correlations between the total CHQ score and measures of child difficul­ ties (SDQ), parental stress (PSI-SF), recalled maternal bonding (PBI), and adverse childhood experiences (ACEs). Conclu­ sion: Taken together, these findings suggest that the Chilean version of the CHQ shows adequate psychometric properties and may constitute a potentially useful clinical and community tool for detecting caregiving system disorganization. Keywords: Caregiving disorganization, Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ), cross-cultural validation, factor structure, attachment theory, Chile © 2026 Fundación Universitaria Konrad Lorenz. This is an open access article under the CC BY-NC-ND license (https://creativecommons.org/licenses/ by-nc-nd/4.0/).

nal, realizado con 208 madres de bajo riesgo, describió cinco dimensiones con adecuada consistencia interna y validez convergente. Estas dimensiones reflejan dis­ tintas expresiones de la desorganización: la impotencia materna, el miedo mutuo en la díada y la adopción por parte del niño de roles de cuidador o “animador”. Evi­ dencia posterior mostró una variación estructural in­ tercultural: mejor ajuste de cinco factores en Portugal (Toscano et al., 2018), dos factores en Turquía (Arikan et al., 2021) y cuatro factores en Estados Unidos (Calvert, 2016). En poblaciones vulnerables, las puntuaciones en el Cuestionario de Impotencia del Cuidador (CHQ, por sus siglas en inglés) se han asociado con depresión materna, mayor estrés parental y más dificultades in­ fantiles (Huth-Bocks et al., 2016; Rost et al., 2024), y en muestras clínicas predice bloqueo emocional. Su uso se ha extendido también a la figura paterna (Johns et al., 2025). Investigaciones recientes también señalan una mayor presencia de impotencia y miedo en cuidadores con historia de esquizofrenia y bipolaridad, así como una asociación con un peor funcionamiento infantil (Rohd et al., 2023).

A pesar de la evidencia de validez internacional para la escala, no se habían realizado estudios del CHQ en La­ tinoamérica. Si bien existen validaciones para medir el apego adulto (eje., el ECR-12, Valarezo-Bravo et al., 2025, o el CaMir, Garrido-Rojas et al., 2023), estas no abordan específicamente la desorganización del sistema de cui­ dado, que es el enfoque central del CHQ. Este vacío re­ sulta crítico no solo por la falta de instrumentos, sino también porque las dinámicas de cuidado y apego es­ tán moduladas por factores socioculturales, históricos y estructurales propios de la región. En contextos lati­ noamericanos, las prácticas de crianza y las represen­ taciones del rol parental están influidas por modelos fa­ miliares extensos, desigualdades sociales, religiosidad y experiencias colectivas de adversidad, como pobreza persistente, violencia política o migración forzada (Ur­ bina-Garcia, 2025) que pueden configurar formas singu­ lares de impotencia en el sistema de cuidado. La obtención de evidencias de validez del CHQ en La­ tinoamérica no es solo un ejercicio de traducción lin­ güística, sino también de contextualización cultural. A diferencia de otros instrumentos sobre parentalidad o apego adulto, el CHQ evalúa específicamente las expe­ riencias de impotencia, miedo e inversión de roles, ca­ racterísticas de la desorganización del sistema de cui­ dado. En una región marcada por la alta prevalencia de adversidad infantil (Gabriel-Vacher et al., 2022; Sante­

3/10 Propiedades psicométricas de la versión chilena del Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ) lices et al., 2024) y escasez de herramientas validadas, su adaptación en Chile puede contribuir al tamizaje de riesgo relacional en contextos clínicos, comunitarios y de protección, fortaleciendo así los enfoques de inter­ vención informados por el apego y sensibles al trauma. El objetivo consistió en adaptar y recolectar eviden­ cia de validez del CHQ en cuidadores chilenos de niños de 3 a 11 años, mediante el análisis de contenido, la es­ tructura interna, la consistencia interna y la validez convergente. Se hipotetizó que la estructura de cinco factores mostraría buen ajuste, que la consistencia in­ terna sería adecuada y que las puntuaciones del CHQ se asociarían positivamente con estrés parental, dificulta­ des infantiles, experiencias adversas tempranas y re­ cuerdos de baja calidez y alta sobreprotección parental. Método Diseño Este estudio corresponde a una investigación instru­ mental de carácter cuantitativo (Ato et al., 2013). El diseño incluyó procedimientos de traducción, adaptación semántica, análisis de estructura interna y evaluación de evidencias de validez y confiabilidad.

Participantes Se utilizó un muestreo no probabilístico por convenien­ cia. Los criterios de inclusión requerían ser cuidador/a principal de un niño/a de 3-11 años, residir en Chile y otorgar consentimiento informado. De hecho, el instru­ mento se diseñó para este rango etario y su validación se llevó a cabo en población chilena. Se excluyeron los participantes que no convivieran al menos cinco días a la semana con el/la menor o que reportaran trastornos psiquiátricos descompensados, dado que ambas condi­ ciones podían comprometer la validez de las respuestas. A diferencia del instrumento original, se subdividió la muestra en dos grupos según la etapa del desarrollo del niño: primera infancia (3 a 5 años 11 meses) y etapa escolar (6 a 11 años), con el objetivo de explorar el com­ portamiento del cuestionario en dos momentos distin­ tos de la crianza: preescolar y escolar. Niños entre 3 y 5 años: se incluyeron 573 cuidadores primarios: 75.6 % madres y 24.4 % padres. El 74.9 % con estudios universitarios completos, 48.7 % eran solteros y 40.7 % estaban casados. La edad promedio de los cui­ dadores fue de 35.1 años (DE = 5.39). El 51.4 % eran niñas. La edad promedio infantil fue de 3.99 años (DE = 0.81). El tamaño promedio de las familias fue de 3.78 (DE = 1.07) con una media de 1.66 niños (DE = 0.79). Niños entre 6 y 11 años: se incluyeron 793 cuidadores:

79.9 % madres y 21.1 % padres. El 69.5 % con estudios

universitarios completos, 43.9 % eran casados y 39.7 %, solteros. La edad promedio de los cuidadores fue de 37.52 años (DE = 5.62). El 51,1 % eran niñas y el 48.3 %, niños, y su edad promedio fue de 8.28 años (DE = 1.72). El tamaño promedio de las familias fue de 3.94 (DE = 1.09) con una media de 1.83 niños (DE = 0.79).

Con el fin de describir la representatividad territorial de la muestra, la Tabla 1 presenta su distribución según las macrozonas de Chile, junto con la comparación res­ pecto de la distribución de la población nacional. Medidas Cuestionario Sociodemográfico. Se elaboró un cuestio­ nario ad hoc para recoger información sobre edad, géne­ ro, relación con el niño/a, nivel educativo, estado civil, número de hijos dependientes, edad y sexo del niño. Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ). Ins­ trumento de autorreporte, consta de 26 ítems con una escala Likert de 5 puntos (1 = totalmente en desacuerdo;

5 = totalmente de acuerdo). Evalúa la desorganización

del cuidado parental, con niños entre 3 y 11 años (George & Solomon, 2011). La validación original identificó tres subescalas: (a) madre indefensa (7 ítems; a = .85); (b) ma­ dre-niño asustado (6 ítems; a = .66) y (c) niño cuidador (6 ítems; a = .64). El instrumento mostró validez conver­ gente, ya que correlacionó significativamente madre in­ defensa con la indefensión en la caregiving interview (r = .45, p < .01). También demostró validez predictiva con la depresión materna (r = .58; p < .001), el estrés parental (r = .64; p < .001) y los eventos relacionados con el apego (r = .43; p < .01). Mostró una adecuada validez discriminante, al no correlacionar con factores ajenos al rol de cuidado (eje., relación conyugal).

Parenting Stress Index – Short Form (PSI-SF). Cuestionario de autorreporte, 36 ítems, utiliza una es­ cala Likert de 5 puntos (1 = totalmente en desacuerdo;

3 = neutral; 5 = totalmente de acuerdo) para evaluar el

estrés parental. Se utilizó la subescala “malestar paren­ tal”, con 12 ítems que miden el estrés asociado a depre­ sión, conflictos conyugales y limitaciones asociadas a la Tabla 1. Representación geográfica según macrozonas de Chile Macrozona Regiones incluidas Frecuencia en el estudio Porcentaje en la muestra Porcentaje población nacional (INE, 2023) Norte Grande y Chico Arica y Parinacota, Tarapacá, Antofagasta, Atacama, Coquimbo

175

12.8 %

12.8 %

Zona Central Valparaíso, Metropolitana, O’Higgins, Maule, Ñuble

735

53.8 %

65.5 %

Zona Sur Biobío, Araucanía, Los Ríos

293

21.5 %

15.6 %

Zona Austral y Patagónica Los Lagos, Aysén, Magallanes y Antártica Chilena

163

11.9 %

6.1 %

Total

1366

100 %

100 %

4/10 E. Gómez-Muzzio et al.

crianza (Rivas et al., 2021). La validación en Chile (Ara­ cena et al., 2016) mostró una consistencia interna ade­ cuada para la escala total (a = .92) y para la subescala malestar parental (a = .81), confirmando una estructura factorial de tres dimensiones.

Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ) – versión padres. Cuestionario de autorreporte, 25 ítems (0 = no es cierto; 1 = algo cierto; 2 = muy cierto), que eva­ lúa cinco dimensiones del comportamiento infantil: problemas de conducta, síntomas emocionales, hipe­ ractividad/inatención, problemas con pares y conducta prosocial (Goodman, 1999). La versión validada en Chi­ le presentó una adecuada confiabilidad total (a = .79; Brown et al., 2014). Para este estudio, se empleó una ver­ sión para niños menores de 4 años y otra para niños de 4 a 17 años.

Parental Bonding Instrument – versión madres. Cuestionario autoadministrado de 25 ítems (0 = nunca;

1 = a veces; 2 = a menudo; 3 = siempre), que evalúa la per­

cepción del comportamiento y las actitudes parentales durante la infancia y adolescencia, hasta los 16 años (Parker et al., 1979). Consta de dos subescalas: cuidado (12 ítems) y sobreprotección (13 ítems). En Chile, la vali­ dación reportó una consistencia interna que oscila en­ tre .78 y .93, confirmando una estructura bidimensional (Melis et al., 2001).

Adverse Childhood Experiences Questionnaire. Cuestionario de 10 ítems, con respuestas dicotómicas (sí/no), identifica eventos traumáticos de los primeros

18 años de vida, como abuso físico, sexual o psicológi­

co; negligencia; separación parental; y problemas de sa­ lud mental, abuso de sustancias o violencia doméstica. Las experiencias adversas en la infancia se asocian con un mayor riesgo de enfermedades crónicas, depresión, conducta suicida y comportamiento violento (Santeli­ ces et al., 2024).

Procedimiento El estudio recibió la aprobación del Comité de Ética Científica de la Fundación América por la Infancia, con­ forme a la Resolución 03/2023. Se utilizó el método de traducción-retrotraducción para adaptar el CHQ al es­ pañol, y la revisión y aprobación finales corrieron a car­ go de Carol George, coautora del instrumento. Se hizo una prueba piloto con 10 participantes y se modificó un ítem. La recopilación de datos se llevó a cabo mediante Google Forms, que se difundió a través de las redes so­ ciales. Los participantes accedieron voluntariamente y aceptaron el consentimiento informado antes de com­ pletar los instrumentos.

Plan de análisis Los análisis descriptivos se realizaron con el software IBM SPSS Statistics v. 25, mientras que para los análi­ sis inferenciales se utilizó R versión 4.0.3 (R Core Team, 2020) en RStudio versión 1.4.1106 (RStudio Team, 2021). El análisis de datos se efectuó en diversas etapas. Se exploró la presencia de datos perdidos y patrones de omisión en las respuestas, en la variable edad del cui­ dador y en los formularios CHQ según tramo etario. Se aplicaron análisis descriptivos univariados para ca­ racterizar la muestra y los puntajes obtenidos en los instrumentos.

La validez de contenido se estimó mediante el índice de validez de contenido (IVC) para cada ítem y de forma global, a partir del juicio de diez expertos en crianza y apego, considerando criterios de claridad, coherencia y relevancia (Escobar-Pérez & Cuervo-Martínez, 2008). Se optó por llevar a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC), dado que el instrumento cuenta con una estructura factorial previamente propuesta y contras­ tada en otros estudios, y el objetivo principal del pre­ sente trabajo consistió en examinar el ajuste de esa es­ tructura teórica en una muestra chilena. Se realizó un AFC independiente para cada versión del CHQ (3-5 años y 6-11 años), utilizando correlaciones policóricas y el es­ timador DWLS, apropiado para datos ordinales (Baglin, 2014; Flora & Flake, 2017). Se evaluó el ajuste del modelo de cinco factores propuesto por Toscano et al. (2018), con CFI (≥ .95), TLI (≥ .95), RMSEA (≤ .06) y SRMR (≤ .08), según criterios establecidos por Harrington (2009) y Brown

(2016).

La confiabilidad interna de las subescalas del CHQ se estimó mediante el coeficiente alfa de Cronbach. La confiabilidad test-retest se evaluó con el coeficiente de correlación intraclase (ICC, por sus siglas en inglés), recomendado para estimar la estabilidad temporal de instrumentos psicológicos (McGraw & Wong, 1996). Se aplicó el CHQ en dos momentos, con un intervalo de dos a cuatro semanas, y un N superior a 32, que es el tamaño muestral mínimo para obtener un moderado (ICC = .5; Koo & Li, 2016), obteniéndose un total de 146 casos (56 casos en el grupo de 3-5 años; y 90 casos en el grupo de 6-11 años).

La validez convergente y discriminante se evaluó mediante correlaciones bivariadas entre las subescalas del CHQ y los puntajes del SDQ (conducta infantil), PSI (estrés parental) y PBI (recuerdo del vínculo parental). Resultados En la Tabla 2 se presentan los estadísticos descriptivos de las variables utilizadas en el análisis, desagregados por grupo etario: 3 a 5 años y 6 a 11 años. Análisis de casos perdidos Se identificaron datos faltantes en la variable “edad del cuidador”, con el 3 % de casos perdidos en el grupo de 3 a 5 años y 4 % en el de 6 a 11 años. En la escala del Cues­ tionario de Fortalezas y Dificultades (SDQ, por sus siglas en inglés) para el grupo de 3 a 5 años, 45 participantes no respondieron. No se identificaron patrones sistemá­ ticos, por lo que se asumió un mecanismo de omisión de tipo Missing at Random (MAR).

Evidencia de validez de contenido Dos ítems no alcanzaron el umbral aceptable. El ítem 8 obtuvo un IVC-I/AVE de .80 en la dimensión de coheren­ cia y fue rechazado por dos de los diez jueces. El ítem 11, aunque también obtuvo un IVC-I/AVE de .80 en claridad, se conservó tras ajustes semánticos. Se eliminó el ítem

20 por redundancia conceptual con el ítem 18. Tras estas

5/10 Propiedades psicométricas de la versión chilena del Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ) Tabla 2. Estadísticos descriptivos de las variables utilizadas

3 a 5 años

Variable N Media DE Min Max ES PBI: control

573 15.85 6.06

3

32

.25

PBI: afecto

573 22.39

9.01

2

38

.38

ACES total

573

2.94

2.28

0

9

.1

PSI: estrés parental total

573

29.2

10.84

12

60

.45

6 a 11 años

Variable N Media DE Min Max ES PBI: control

793

15.61

5.65

2

32

.2

PBI: afecto

793 22.23

8.78

3

37

.31

ACES total

793

2.86

2.3

0

10

.08

PSI: estrés parental total

793

27.05

10

12

60

.36

Nota: PBI = parental bonding instrument; ACES = adverse childhood experiences; PSI = parenting stress index; N = número de participantes; DE = desviación estándar; ES = error estándar.

modificaciones, la versión final del instrumento quedó compuesta por 17 ítems, con un índice de validez de con­ tenido global (S-CVI/Ave) de .96, superando el punto de corte recomendado de .90 (véase Tabla 3). Tabla 3. Índices de validez de contenido por dimensión

Coherencia Relevancia Claridad Escala total S-CVI/Ave

.95

.99

.95

.96

Frecuencia total de acuerdo

8.00

15.00

10.00

5.00

S-CVI/UA

.42

.79

.53

.26

Evidencia de validez estructural Se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC), el cual replicó la estructura de cinco factores propues­ ta por Toscano et al. (2018): madre desamparada, madre asustada, niño asustado, niño anima a madre y niño cuidador. Se eliminaron los ítems 8 y 20. Los índices in­ dicaron un ajuste adecuado en ambas versiones (véase Tabla 4). Las cargas factoriales fueron, en su mayoría, superiores a .60, lo que respalda la calidad de los ítems (véase Tabla 5).

Tabla 4. Índices de ajuste del modelo factorial confirmato­ rio para ambas escalas Escala de edad

CFI

TLI RMSEA SRMR

c2 c2/gl

3 a 5 años

.963

.954

.047

.065

246.740

2.26

6 a 11 años

.948

.936

.054

.059

356.827

3.27

Nota. CFI = Índice de Ajuste Comparativo; TLI = Índice de Tucker- Lewis; RMSEA = Raíz del Error Cuadrático Medio de Aproximación; SRMR = Raíz del Residuo Cuadrático Medio Estandarizado; c² = estadístico chi-cuadrado; c²/gl = razón chicuadrado sobre grados de libertad.

Tabla 5. Cargas factoriales del modelo factorial confirma­ torio para ambas escalas

3 a 5 años 6 a 11 años

Factores Ítem b p b p Madre desamparada Cuando estoy con mi hijo/a, suelo sentirme descontrolado/a.

.73

.001

.68

.001

Suelo sentir que no puedo hacer nada para disciplinar a mi hijo/a.

.82

.001

.83

.001

Cuando estoy con mi hijo/a, suelo sentir que mi hijo/a está descontrolado/a.

.85

.001

.78

.001

Siento que soy un fracaso como madre/ padre.

.71

.001

.70

.001

Siento que mi si­ tuación necesita ser cambiada, pero me siento impotente de hacerlo.

.52

.001

.67

.001

Mi hijo/a me falta el respeto o me trata de modo sarcástico.

.63

.001

.74

.001

Madre asustada Me da miedo mi hijo/a.

.80

.001

.86

.001

Mi hijo/a me golpea, patea o me muerde.

.70

.001

.83

.001

Mi hijo/a colapsa cuando está separa­ do/a de mí.

.44

.001

.54

.001

Niño asustado Siento que castigo a mi hijo/a más seve­ ramente de lo que debería.

.69

.001

.72

.001

Mi hijo/a se enoja y se angustia tanto que no puede ser calmado/a.

.75

.001

.80

.001

A veces mi hijo/a actúa como si me tuviese miedo.

.56

.001

.61

.001

Niño anima a madre Mi hijo/a le gusta ser un payaso/a o el/ la chistoso/a de la familia.

.87

.001

.80

.001

Mi hijo/a siempre está tratando de hacer reír a otras personas.

.75

.001

.69

.001

Niño cuidador Mi hijo/a es bueno/a para ocuparse de los demás y cuidarlos.

.73

.001

.75

.001

Mi hijo/a sabe cómo poder calmar a otras personas.

.84

.001

.77

.001

(Continúa)

6/10 E. Gómez-Muzzio et al.

3 a 5 años 6 a 11 años

Factores Ítem b p b p Mi hijo/a es muy sen­ sible a los sentimien­ tos y necesidades de los otros.

.62

.001

.71

.001

Nota. Todas las cargas factoriales son significativas a p < .001. b = coeficiente de regresión no estandarizado; p = valor de significación estadística.

Correlaciones entre factores latentes Las correlaciones entre los factores madre desampara­ da, madre asustada y niño asustado fueron altas y po­ sitivas, lo que sugiere un posible constructo común re­ lacionado con la indefensión parental. En contraste, los factores niño anima a madre y niño cuidador presenta­ ron correlaciones más débiles, lo que apunta a procesos distintos (véase Tabla 6).

Tabla 6. Correlación entre factores para ambas escalas

3 a 5 años

Factores Madre desampa­ rada Madre asustada Niño asusta­ do Niño anima a madre Niño cuida­ dor Madre desampa­ rada

1.000

.870

.820

.155

-.039

Madre asustada

.870

1.000

.695

.076

-.030

Niño asustado

.820

.695

1.000

.246

.044

Niño anima a madre

.155

.076

.246

1.000

.425

Niño cuidador

-.039

-.030

.044

.425

1.000

6 a 11 años

Factores Madre desampa­ rada Madre asustada Niño asustado Niño anima a madre Niño cuida­ dor Madre desampa­ rada

1.000

.850

.899

.271

-.180

Madre asustada

.850

1.000

.813

.277

-.288

Niño asustado

.899

.813

1.000

.292

-.040

Niño anima a madre

.271

.277

.292

1.000

.307

Niño cuidador

-.180

-.288

-.040

.307

1.000

Nota. Todas las correlaciones son significativas a p < .001. Análisis de invarianza según sexo y edad. Para evaluar si la escala funcionaba de manera diferente según ran­ gos de edad y sexo, se aplicaron análisis de invarianza métrica entre estos grupos. Los análisis muestran que los ítems no presentan funcionamiento diferencial en­ tre los grupos de 3 a 5 años y de 6 a 11 años (Δc² = 52.079, p = .249), ni entre sexos (Δc² = 53.553, p = .179). Este hallazgo permite la comparación de puntajes entre sexo y entre rangos etarios. En concreto, las diferencias de puntajes entre hombres y mujeres, y entre las escalas de diferen­ tes rangos etarios, pueden ser interpretadas como bre­ chas y no como sesgo del instrumento.

Fiabilidad Respecto a la consistencia interna, se obtuvieron valo­ res de a = .74 y w = .91 para la escala total del grupo de 3 a 5 años y de a = .76 y w =.92 para el grupo de 6 a 11 años, lo que indica una buena consistencia interna en ambos grupos (George & Mallery, 2003). Respecto a la fiabilidad temporal, la escala de 3 a 5 años (n = 56) obtuvo un ICC = .685, lo que representa una fiabilidad moderada. Por su parte, la escala de 6 a 11 años (n = 90) alcanzó un ICC = .752, valor que corresponde a una fiabilidad buena, se­ gún Koo y Li (2016).

Evidencia de validez convergente y discriminante En ambas muestras etarias, los puntajes elevados del CHQ se asociaron con mayores niveles de problemas emocionales, de conducta e hiperactividad en el SDQ, y negativamente con la conducta prosocial. El CHQ total se asoció con mayor control parental y menor afecto (PBI), más estrés parental (PSI), y más experiencias ad­ versas en la infancia (ACE), en particular en las dimen­ siones madre desamparada y niño asustado (véanse Tablas 7 y 8).

Tabla 7. Correlaciones del CHQ de los niños de 3 a 5 años con SDQ, PBI, ACE y PSI-PD

CHQ

SDQ 3 años

Total Escala proso­ cial Proble­ mas con pares Pro­ blemas emocio­ nales Hiperacti­ vidad Pro­ blemas conduc­ tuales Total .404*** .016 .164* .335*** .259*** .381*** Madre desam­ parada .595***-.256*** .302*** .448*** .378*** .538*** Madre asustada.335*** -.095

.131

.325*** .152* .362*** Niño asustado.442*** -.112 .200** .293*** .314*** .415*** Niño anima a madre

.131

.074

.053

.049

.175*

.052

Niño cuidador-.222** .394*** -.169*

-.068

-.193** -.155* (Continúa)

7/10 Propiedades psicométricas de la versión chilena del Caregiving Helplessness Questionnaire (CHQ)

CHQ

SDQ 4 a 5 años

Total Escala proso­ cial Proble­ mas con pares Pro­ blemas emocio­ nales Hiperacti­ vidad Pro­ blemas conduc­ tuales Total .446*** .145** .161** .341*** .351*** .405*** Madre desam­ parada .589*** -.151** .266*** .395*** .445*** .558*** Madre asustada.458*** -.123* .229*** .322*** .339*** .405*** Niño asustado.502*** -.124* .207*** .426*** .306*** .512*** Niño anima a madre .043 .263***

-.022

-.035

.105

.049

Niño cuidador-.166** .465*** -.140**

-.025

-.095

-.215***

CHQ

PBI

ACES

PSI

Con­ trol Afecto

ACES total Estrés parental Total .120** -.108** .114** .283*** Madre desam­ parada .121** -.203*** .135** .440*** Madre asustada .035

-.009

.040

.244*** Niño asustado .021 -.103*

.071

.325*** Niño anima a madre

.069

.059

.013

-.033

Niño cuidador .074

-.008

.050

-.110** Nota. El SDQ tiene una versión para 2-4 años y otra versión para 4-18 años. Por ello, se muestran las correlaciones separadas para 3 años y para 4-5 años, en la muestra correspondiente a 3-5 años de edad. Todas las correlaciones son significativas a p < .001. * p < .05; ** p < .01; *** p < .001. Tabla 8. Correlaciones del CHQ de los niños de 6 a 11 años con SDQ, PBI, ACE y PSI-PD

CHQ

SDQ 6 a 11 años

Total Escala proso­ cial Proble­ mas con pares Pro­ blemas emocio­ nales Hiperacti­ vidad Pro­ blemas conduc­ tuales Total .468*** .070* .185*** .410*** .341*** .374*** Madre desam­ parada .555*** -.222*** .290*** .461*** .342*** .500*** Madre asustada .415*** -.149*** .227*** .353*** .238*** .381*** Niño asustado .494*** -.111** .257*** .437*** .310*** .402*** (Continúa)

CHQ

SDQ 6 a 11 años

Total Escala proso­ cial Proble­ mas con pares Pro­ blemas emocio­ nales Hiperacti­ vidad Pro­ blemas conduc­ tuales Niño anima a madre .203*** .125***

-.008

.094** .277*** .150*** Niño cuidador -.174*** .489*** -.160***

-.061

-.083* -.224***

CHQ

PBI

ACE

PSI

Con­ trol Afecto

ACE

total

Estrés parental Total .102** -.071*

.191***

.308*** Madre desam­ parada .133*** -.132***

.222***

.431*** Madre asustada .106**

-.039

.067

.172*** Niño asustado .141*** -.142***

.196***

.300*** Niño anima a madre

.026

.02

.026

.057

Niño cuidador -.070* .084*

.021

-.076* Nota. Todas las correlaciones son significativas a p < .001.

* p < .05; ** p < .01; *** p < .001.

Discusión Este estudio presenta la primera validación latinoame­ ricana del CHQ. Los resultados respaldan la estructura de cinco factores propuesta por Toscano et al. (2018), con adecuado ajuste y cargas factoriales mayoritariamente superiores a .60. La eliminación de los ítems 8 y 20 mejo­ ró la coherencia del modelo.

Más allá de la consistencia de los resultados, su in­ terpretación permite profundizar en la comprensión del sistema de cuidado. El factor cuidador desampara­ do, al asociarse con mayores problemas conductuales, puede reflejar un debilitamiento de la agencia parental en la regulación del niño, consistente con la desorgani­ zación del cuidado (Rost et al., 2024; Solomon & George, 2011). En contraste, el factor niño cuidador sugiere que una aparente autosuficiencia podría responder a pro­ cesos de inversión de roles, donde el niño asume fun­ ciones regulatorias, en un contexto donde el adulto no logra reconocer plenamente sus necesidades (Slade & Sleed, 2024).

En esta línea, y considerando que la seguridad del apego constituye un factor protector clave en la infan­ cia (George & Wargon, 2023), los resultados en la muestra preescolar (3-5 años) evidencian su contraparte en una etapa altamente dependiente del cuidador: la asocia­ ción entre cuidador atemorizado/niño atemorizado su­ giere que el miedo en la relación de cuidado opera como un desregulador temprano, destacando el potencial del

8/10 E. Gómez-Muzzio et al.

CHQ para la detección precoz de configuraciones rela­ cionales de riesgo (Hesse & Main, 2006; Rost et al., 2024). La asociación entre el estrés parental y el CHQ res­ palda su vínculo con la desorganización del cuidado. La menor asociación entre el cuidador atemorizado y el estrés en niños/as de 6-11 años podría reflejar procesos de desconexión o disociación (Lyons-Ruth & Spielman, 2004) en trayectorias más crónicas, con prácticas pa­ rentales inconsistentes o agresivas, en los que persisten riesgos relacionales pese a un menor malestar reporta­ do (Kallitsoglou & Repana, 2021).

Las ACE mostraron una mayor correlación con el cui­ dador impotente, coherente con la evidencia que vincu­ la la adversidad acumulada con el apego desorganizado (Murphy et al., 2014) y la transmisión intergeneracional (Steele et al., 2016), lo que refuerza los tamizajes en sis­ temas informados por trauma (Goldstein et al., 2024), especialmente en programas preventivos y contextos clínicos, dada la alta prevalencia de adversidad (Ga­ briel-Vacher et al., 2022; Santelices et al., 2024). Si bien la inclusión de padres amplía el instrumento a diversas figuras parentales, una limitación relevante del estudio es la sobrerrepresentación de madres en la muestra, lo que restringe la generalización de los resultados a otras figuras de cuidado. Este sesgo es consistente con investigaciones sobre parentalidad en contextos la­ tinoamericanos (Vergara del Solar et al., 2018), en las que el cuidado infantil recae predominantemente en las mujeres. En consecuencia, futuras investigaciones de­ berían incorporar de manera más equilibrada a padres y otros cuidadores, considerando posibles diferencias en la expresión del sistema de cuidado, así como reali­ zar análisis desagregados que permitan explorarlas. Entre las limitaciones del estudio se encuentra el uso exclusivo de autoinformes on-line. En futuras investiga­ ciones se deberían incorporar métodos observacionales, enfoques multiperspectiva y diseños longitudinales, así como evaluar el instrumento en poblaciones clínicas y de alto riesgo. También sería relevante examinar prác­ ticas de crianza agresivas o inconsistentes y medidas de representación de apego infantil, especialmente en la etapa escolar. Asimismo, se requiere avanzar en la validación del instrumento en poblaciones clínicas y de alto riesgo, mediante diseños longitudinales y procesos de adaptación intercultural participativos. Agradecimientos Agradecemos a Carol George, coautora del CHQ, por su apoyo teórico y metodológico en la validación del cues­ tionario en nuestra muestra.

Declaración de intereses Los autores informan que no existen intereses en con­ flicto. Este proyecto fue autofinanciado por la Funda­ ción América por la Infancia.

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