Las relaciones familiares son uno de los predictores más potentes del desarrollo social, afectivo y cognitivo infantil. La importancia de las primeras experiencias relacionales para el desarrollo se ha investigado en estudios que detallaron los procesos diádicos inscritos en la relación madre-bebé (Brazelton et al., 1974; Stern, 1977), hoy reconocidos como uno de los principales factores contextuales que influyen en el desarrollo infantil. Desde finales de los años ochenta, un número creciente de equipos de investigación empezó a incluir la figura paterna y a estudiar los procesos que se producen a nivel familiar, lo que supone considerar el sistema formado por dos figuras parentales y una criatura como un objeto de estudio en sí mismo (Belsky & Isabella, 1985; McHale, 1995; Parke et al., 1980). Un sistema triádico (o poliádico) tiene una organización compleja, ya que el número de interrelaciones entre sus miembros crece exponencialmente a medida que aumenta el número de miembros. La complejidad de los procesos a nivel familiar se refleja en los métodos de investigación específicos que hubo que desarrollar para captar estos fenómenos. En efecto, los procesos a nivel familiar —fenómenos relacionales cuyas propiedades emergen de las interacciones a nivel de grupo— no podían deducirse de la observación por separado de las díadas madre-bebé, padre-bebé o madre-padre, y menos aún mediante autoinformes (Cox & Paley, 2003). La mejor manera de captar estas propiedades emergentes es observar «el sistema en acción», es decir, mediante la observación directa de interacciones triádicas (o poliádicas) durante el juego libre o en situaciones semiestandarizadas como el paradigma del Lausanne Trilogue Play (LTP) (Corboz-Warnery et al., 1993). Se ha demostrado que los comportamientos interactivos triádicos, como la coordinación de las figuras parentales en la interacción con el bebé o el respeto mutuo de la iniciativa de cada cual en el juego, reflejan la calidad de los procesos a nivel familiar. Una línea de investigación describió la calidad de los comportamientos interactivos triádicos con el constructo de alianza familiar (AF), que designa el sentimiento de cohesión familiar que emerge de la calidad de la comunicación, la coordinación y el afecto compartido durante las interacciones familiares (Fivaz-Depeursinge & Corboz-Warnery, 1999). A partir de los comportamientos interactivos observados durante las interacciones triádicas, la AF puede evaluarse y clasificarse como «cooperativa», «conflictiva» o «desorganizada», según la presencia y la frecuencia, respectivamente, de los siguientes patrones de comportamiento característicos: a) cooperación, apoyo y cohesión, b) competencia y conflicto, o c) exclusión y desvinculación. Los dos últimos se consideran patrones disfuncionales de AF (Favez et al., 2011). Los estudios longitudinales sugieren que la AF es estable a lo largo del periodo posparto: alrededor del 60% de las familias siguen un patrón de evolución «alto estable» (cooperativo todo el tiempo) y alrededor del 20% un patrón «bajo estable» (conflictivo o desorganizado todo el tiempo). El 20% restante de las familias es menos estable y sigue un patrón más dinámico de alianza «de alta a baja» (cooperativa a los 3 meses y con un deterioro entre los 9 y los 18 meses; Favez et al., 2006). Se ha demostrado que los patrones bajo estable y de alta a baja, y de forma más general ambas categorías de AF problemáticas, se relacionan con resultados más negativos en el seno de la familia, ya que se asocian a síntomas psicofuncionales del bebé y a psicopatología parental (Favez et al., 2006, 2011).

Después de que la investigación examinara cómo las alteraciones del funcionamiento a nivel familiar se vinculaban con resultados negativos en la infancia, como los resultados psicopatológicos, en los últimos años ha crecido el interés por comprender el impacto positivo del funcionamiento a nivel familiar en el desarrollo de las competencias sociales, afectivas y cognitivas infantiles. En efecto, se ha supuesto que los contextos familiares marcados por una AF cooperativa son contextos sociales primarios que favorecerán positivamente el desarrollo infantil. Por ejemplo, se ha demostrado que los bebés de 4 meses que crecen en AF cooperativas muestran patrones de comportamiento interactivo más complejos, como las ofertas triangulares, en las que el bebé desplaza rápidamente la mirada mientras comunica el mismo afecto a sus dos progenitores en breves periodos de tiempo (5 s; Fivaz-Depeursinge et al., 2005). Sin embargo, todavía se necesitan estudios para comprender cómo los contextos familiares cohesionados y de apoyo favorecen el desarrollo infantil y sostienen el desarrollo de las habilidades cognitivas, afectivas y sociales en la infancia.

En este contexto, nuestro grupo de estudio inició hace más de 20 años un estudio longitudinal para investigar el desarrollo normativo de la AF desde el embarazo hasta la primera infancia en familias primíparas, así como su impacto en diversos ámbitos del desarrollo infantil. Tras una primera serie de recogidas de datos en el quinto mes de embarazo y a los 3, 9 y 18 meses posparto, emprendimos un seguimiento de la cohorte cuando las criaturas tenían 4,5 años, justo antes de su entrada en la escuela primaria. En este seguimiento nos centramos sobre todo en los resultados infantiles y evaluamos varios ámbitos del desarrollo, entre ellos la psicopatología infantil y el desarrollo social y cognitivo. En efecto, dado que varios estudios han mostrado que el desarrollo de la cognición social en general, y de la ToM en particular, parece estar influido por la calidad de las interacciones diádicas entre las figuras parentales y la criatura (Dunn & Brophy, 2005; Meins et al., 2013; Symons & Clark, 2000), nos interesaba especialmente investigar los vínculos entre las interacciones triádicas y la cognición social. La hipótesis principal de este estudio era que las relaciones familiares positivas, como las que se observan en las AF cooperativas, actuarían como un contexto de aprendizaje que favorecería el desarrollo de la cognición social en la infancia. En una primera fase de nuestro estudio nos centramos en particular en la teoría de la mente (ToM; Favez et al., 2012). La ToM está ampliamente reconocida como una competencia clave relacionada con diversos ámbitos del desarrollo infantil. En efecto, los estudios evolutivos han mostrado que la ToM se relaciona con mejores funciones ejecutivas (Austin et al., 2014; Brock et al., 2019; Cassetta et al., 2018), con comportamientos y estrategias comunicativas más complejos y adaptativos (Sidera et al., 2018), con una mayor capacidad de cooperar con los demás (Etel & Slaughter, 2019), con más comportamientos prosociales (Derksen et al., 2018; Imuta et al., 2016) y con menos comportamientos antisociales como la agresión y el acoso (Smith, 2017). El razonamiento en el que se apoyaba esta hipótesis era que la infancia que se desarrolla en familias con un patrón de evolución de la AF alto estable durante los primeros 18 meses vive con más frecuencia momentos de afecto compartido en contextos de varias personas. Por ello postulamos que la experiencia repetida de tales interacciones constituye un contexto favorable para el aprendizaje de múltiples perspectivas. Nuestros resultados en el seguimiento de los 4,5 años confirmaron esta hipótesis, al mostrar que la población preescolar de familias alto estables obtenía mejores puntuaciones de ToM, medidas mediante una tarea de falsa creencia. Estos resultados eran importantes, ya que esta investigación fue una de las primeras en documentar una influencia de los procesos a nivel familiar medidos en la lactancia y la primera infancia sobre el desarrollo de una competencia sociocognitiva clave medida en la primera infancia.

Sin embargo, este primer seguimiento planteó también nuevas preguntas, por ejemplo sobre la duración del efecto de las relaciones familiares tempranas en el desarrollo infantil. En efecto, si encontramos un vínculo entre la AF y la ToM a los 4,5 años, ¿podríamos observar un vínculo similar entre la AF y la cognición social medida al final de la infancia o en la adolescencia? Las preguntas sobre los vínculos entre las experiencias socioafectivas tempranas y el desarrollo a largo plazo en general se han debatido durante mucho tiempo, pero las respuestas siguen sin estar claras. Por ejemplo, los estudios sobre los vínculos entre la seguridad del apego y la empatía y los sentimientos de cuidado hacia los demás durante la adolescencia parecen sugerir que el efecto positivo de una crianza sensible recibida durante la primera infancia puede extenderse a largo plazo y conducir a una mayor seguridad del apego en la adolescencia (Shaver et al., 2016). Sin embargo, estos vínculos se han supuesto sobre todo a partir de la acumulación razonada de pruebas separadas, como el hecho de que el apego en la primera infancia se relaciona con el apego en la adolescencia, que a su vez se relaciona con la empatía. Hasta la fecha, siguen faltando pruebas sobre la influencia directa de la calidad de las experiencias sociales tempranas en los resultados del desarrollo en la adolescencia. En cuanto a los vínculos más específicos entre la experiencia social temprana y el desarrollo de la cognición social desde la infancia hasta la adolescencia, la cuestión es especialmente compleja. En primer lugar, muy pocos estudios han documentado el desarrollo de la cognición social en un estudio longitudinal desde la primera infancia hasta la adolescencia y la edad adulta. Además, el estudio de la cognición social en adolescentes y personas adultas se centra más en las diferencias interindividuales entre personas con diagnósticos específicos, como los trastornos del espectro autista (Brewer et al., 2017; Charman et al., 1998; Livingston et al., 2019), y personas con un desarrollo típico, que en las trayectorias evolutivas intraindividuales de la cognición social. El presente estudio, en el que pretendemos investigar el desarrollo de las habilidades de cognición social en una única muestra desde la primera infancia hasta la adolescencia, es a la vez innovador y exploratorio en este sentido.

A partir de los resultados del estudio anterior, que nos permitieron poner de manifiesto vínculos entre la evolución de la AF medida en el periodo posparto y las habilidades de cognición social infantiles medidas a los 4,5 años, en el presente estudio nos propusimos extender esos resultados a la adolescencia realizando un seguimiento de la cohorte cuando la cohorte tenía 15 años. Nuestro objetivo era poner a prueba la hipótesis según la cual la evolución de la AF durante la lactancia y la primera infancia podría predecir las habilidades de cognición social a los 15 años, controlando al mismo tiempo las competencias de ToM a los 4,5 años.

Método

Participantes

Participaron 49 familias biparentales primíparas, reclutadas durante el embarazo mediante anuncios en prensa y folletos distribuidos en la maternidad del Hospital Universitario de Lausana (Suiza). Las criaturas, 27 niños y 22 niñas, nacieron sanas y a término. Las familias eran en su mayoría de clase media (48%) y media-alta (50%). La edad media al nacimiento era de 31 años en las madres (M = 30.97, SD = 2.71) y de 33 años en los padres (M = 33.19, SD = 5.08).

Procedimiento

El diseño del estudio original incluía una primera serie de tres fases de recogida de datos durante la lactancia, a los 3 (T1), 9 (T2) y 18 (T3) meses posparto. Se volvió a contactar con las familias cuando la criatura tenía alrededor de 4,5 años para participar en otra fase de recogida de datos (T4). Por último, se contactó con toda la muestra original cuando la cohorte tenía alrededor de 15 años (T5), incluidas las familias que no habían participado en la recogida de datos a los 4,5 años. El tamaño de la muestra varió según el momento y comprendió 49 familias en T1, 45 en T2, 37 en T3, 38 en T4 y 36 en T5. Examinamos el género de la criatura, así como la edad y el nivel socioeconómico de las figuras parentales al inicio, como posibles fuentes de abandono. Observamos que el abandono en T4 era ligeramente más frecuente en las familias con una niña, pero este efecto no fue significativo para el abandono en T5.

En T1, T2 y T3 invitamos a las familias a una sesión de laboratorio durante la cual pedimos a la madre y al padre que jugaran con su bebé en una situación de observación semiestandarizada, el LTP (Corboz-Warnery et al., 1993). Los LTP se grabaron en vídeo para su codificación. Las figuras parentales recibieron también un conjunto de cuestionarios de autoinforme, con preguntas sobre variables sociodemográficas, que cada una debía completar por separado en un plazo de 7 días y devolver por correo en sobres con franqueo pagado. En T4, las familias volvieron al laboratorio. Las criaturas realizaron las tareas de ToM (véase el apartado Medidas más abajo) con una persona asistente de investigación con formación específica, mientras se invitaba a las figuras parentales a observarlas tras un espejo unidireccional. Por último, en T5 recibimos en el laboratorio solo a la persona adolescente, y evaluamos su capacidad para comprender las emociones de otras personas mediante una tarea informatizada (Reading the Mind in the Eyes Test, versión revisada, o RMET; véase el apartado Medidas más abajo).

Medidas

Alianza familiar a los 3, 9 y 18 meses

Evaluamos la AF mediante observación directa en el LTP. Esta situación de observación validada se diseñó para evaluar la calidad de las interacciones triádicas en familias con bebés y criaturas pequeñas. Los miembros de la familia se sientan formando un triángulo equilátero a una distancia que favorece la interacción (80 cm entre el centro de cada asiento). El dispositivo puede adaptarse según la edad de la criatura: en el «dispositivo para lactantes», el bebé se sienta en una silla para bebés que puede orientarse hacia una de las figuras parentales, hacia la otra o entre ambas. La silla también puede inclinarse hacia delante (posición «sentada») o hacia atrás (posición «tumbada»). En el dispositivo para la primera infancia, la criatura se sienta en una trona, las figuras parentales y la criatura se sitúan alrededor de una pequeña mesa redonda y tienen a mano un conjunto de juguetes y objetos sin connotación de género (tres cerditos de peluche, tres cucharas, tres calcetines). El escenario del LTP se estructura en cuatro partes, lo que permite observar todas las configuraciones interactivas posibles en una tríada: en la parte 1, una de las figuras parentales juega con la criatura mientras la otra está «simplemente presente» (2 + 1); en la parte 2, intercambian los papeles (2 + 1); en la parte 3, juegan las tres personas juntas (3 juntos); y en la parte 4, la madre y el padre conversan delante de la criatura (2 + 1). La duración global de la tarea se indica a las figuras parentales en las instrucciones: unos 8 min a los 3 meses, 10 min a los 9 meses y de 12 a 15 min a los 18 meses (estas duraciones se fijaron según las duraciones habituales del juego libre triádico en condiciones naturales). Los LTP se grabaron con un dispositivo de varias cámaras para su evaluación posterior.

Utilizamos las Family Alliance Assessment Scales (FAAS; Favez et al., 2011) para evaluar la calidad de la AF en el LTP. La primera parte de la evaluación consiste en clasificar la AF como «cooperativa», «conflictiva» o «desorganizada» a partir de los patrones de comportamiento interactivo mostrados por las familias durante el LTP (para descripciones prototípicas detalladas de los patrones esperados en cada categoría, véase Favez et al., 2011). La segunda parte de la evaluación consiste en puntuar 11 escalas de tres puntos que detallan comportamientos específicos mostrados por las familias durante el LTP: posturas y miradas, inclusión o exclusión, implicación de cada miembro en su papel, cumplimiento de la tarea, coconstrucción, andamiaje parental, calidez familiar, validación de la experiencia emocional de la criatura, autenticidad de los afectos expresados, errores de comunicación durante las actividades compartidas y errores de comunicación durante las transiciones. A continuación se calcula una puntuación total sumando las puntuaciones de estas 11 escalas (rango de 0 a 22 puntos; α = 0.91); las puntuaciones más altas indican una mayor coordinación a lo largo del juego. Aunque los resultados de ambas evaluaciones pueden utilizarse como índice de la calidad de la AF, decidimos elegir la puntuación de AF en los análisis posteriores, ya que podía considerarse una variable continua y, por tanto, era más adecuada para los análisis previstos en el presente estudio (véase el apartado Análisis estadísticos más abajo). En cuanto a la estrategia de codificación, una persona asistente de investigación con formación específica codificó todas las grabaciones, mientras que una segunda persona asistente codificó por duplicado 17 grabaciones seleccionadas al azar en diferentes edades. Las 17 grabaciones procedían de familias distintas y la segunda persona codificadora desconocía la alianza familiar de las familias codificadas en los demás momentos. Se obtuvo una fiabilidad interjueces satisfactoria en las puntuaciones de AF, con un coeficiente de correlación intraclase de 0.80.

Cognición social a los 4,5 años: teoría de la mente

Evaluamos la ToM mediante tareas de falsa creencia presentadas a la criatura. En estas tareas se le narraban historias con marionetas. Las historias ponían en escena a un personaje que se enfrentaba a diferentes situaciones: tareas de cambio de ubicación de un objeto (tres historias; Wimmer & Perner, 1983), contenido inesperado (dos historias; Perner et al., 1987) y distinción «apariencia/realidad» (Gopnik & Astington, 1988). Cada historia está diseñada para producir una diferencia entre lo que sabe la criatura y lo que sabe el personaje de la historia. Por ejemplo, en una tarea de cambio de ubicación, la criatura sabe que un objeto se ha trasladado de un lugar (A) a otro (B) mientras el personaje estaba fuera de escena. Cuando el personaje vuelve a escena, una criatura que ha adquirido una ToM es capaz de decir que el personaje buscará el objeto en A y que se sentirá triste o decepcionado al no encontrarlo en el lugar donde creía que estaba. Para cada historia, se formulaban a la criatura preguntas sobre la ToM (por ejemplo, qué piensa el personaje) y sobre la comprensión de las emociones (por ejemplo, ¿qué emoción siente el personaje?). Se otorgaba un punto por cada respuesta correcta, lo que daba una subpuntuación de ToM de 0 a 9 puntos y una puntuación de comprensión de las emociones de 0 a 10 puntos. La puntuación total, entre 0 y 19, se obtenía sumando estas dos puntuaciones (α = 0.70).

Cognición social a los 15 años: reconocimiento de emociones

Evaluamos las habilidades de cognición social en la adolescencia a través de la capacidad de mentalizar y de comprender los estados emocionales de otras personas, mediante una tarea informatizada, el RMET (Baron-Cohen et al., 1997, 2001). La prueba consiste en presentar una serie de 36 fotografías de la región de los ojos de rostros humanos (véanse ejemplos en Baron-Cohen et al., 2001). Se pide a la persona participante que asocie a cada fotografía un adjetivo que describa un estado emocional o cognitivo, eligiendo la respuesta correcta entre cuatro propuestas. Para cada fotografía solo hay una respuesta correcta. Las fotos remiten a estados internos de distinta valencia emocional: ocho corresponden a estados positivos, 12 a estados negativos y 16 a estados neutros. Para descartar un efecto del vocabulario de las personas participantes, la persona que dirigía la prueba presentaba de antemano a cada adolescente una lista de los adjetivos utilizados en el test y daba una breve definición de cada término desconocido. Calculamos la proporción global de respuestas correctas en la prueba (puntuación total RMET), así como proporciones separadas de respuestas correctas según la valencia emocional de cada fotografía, es decir, en los ítems de valencia emocional positiva (puntuación RMET positiva), neutra (puntuación RMET neutra) o negativa (puntuación RMET negativa).

Análisis estadísticos

Los análisis consistieron en poner a prueba diferentes modelos en los que la evolución de la AF en el periodo posparto predecía las distintas puntuaciones del RMET en T5, controlando las puntuaciones de ToM en T4. En el presente estudio utilizamos un enfoque de modelos de curva de crecimiento latente para modelizar la evolución de la AF de T1 a T3. Los modelos de curva de crecimiento latente se utilizan ampliamente para estudiar los procesos de desarrollo y de cambio en psicología, ya que permiten incluir diferencias tanto intraindividuales como interindividuales y modelizar el cambio medio en una muestra, así como las diferencias individuales en ese cambio (para una visión general, véase Bollen & Curran, 2006). Este método consiste en especificar un modelo con dos variables latentes, los factores Intercepto y Pendiente, que representan respectivamente la puntuación media de base y la magnitud media del cambio en la puntuación de una variable dada. La medida de la «base», sin embargo, no será estrictamente equivalente, en términos de distribución, a la variable observada en el primer momento, ya que extrae su varianza no solo del primer momento, sino también de los momentos posteriores. El término «base» representa aquí lo que es estable, por oposición a lo que cambia, es decir, el factor Pendiente (Singer & Willett, 2003). En este estudio, las cargas factoriales de las variables observadas (AF en T1, T2 y T3) se fijaron todas en 1 en el factor Intercepto y, respectivamente, en 0, 0.4 y 1 en el factor Pendiente, para modelizar con precisión la diferencia temporal entre los tres momentos (modelo 1). En segundo lugar, para poner a prueba la influencia de la evolución de la AF en las habilidades de cognición social en T5, especificamos modelos en los que las puntuaciones del RMET en T5 se regresaban sobre los factores Intercepto y Pendiente, mientras que la puntuación total de ToM se dejaba covariar con los factores Pendiente e Intercepto, así como con las puntuaciones del RMET. Pusimos a prueba cuatro modelos por separado. Primero, para examinar cómo se vinculaba la comprensión global de las emociones en el RMET con la evolución de la AF, probamos un modelo con la puntuación total RMET como variable dependiente (modelo 2). Después, para investigar si la comprensión de emociones de distinta valencia podía predecirse de manera diferente, probamos 3 modelos separados con las puntuaciones en los ítems RMET positivos (modelo 3), neutros (modelo 4) y negativos (modelo 5) como variables dependientes. Como el factor Pendiente en la estimación de los modelos 2 a 5 resultó débilmente relacionado con las puntuaciones del RMET y de ToM (véase el apartado Resultados para más detalles), probamos también modelos alternativos (2b, 3b, 4b y 5b) en los que las trayectorias que unían el factor Pendiente con las puntuaciones del RMET y de ToM se fijaron en 0.

Evaluamos el ajuste de los modelos con referencia a los criterios habituales definidos por Hu y Bentler (1999): además de un chi cuadrado no significativo, los modelos bien ajustados deberían presentar valores superiores a 0.95 en el índice de ajuste comparativo (CFI), inferiores a 0.08 en la raíz del residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR) e inferiores a 0.06 en el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA). Idealmente, los intervalos de confianza (IC) al 90% del RMSEA deberían incluir también el 0. Los modelos se estimaron con un estimador de máxima verosimilitud con información completa. Los análisis se realizaron con IBM SPSS 25.0 y Mplus versión 7.4. Cabe señalar que Mplus estima valores p distintos para los parámetros no estandarizados y estandarizados; optamos por indicar los valores p de los parámetros estandarizados al presentar los resultados de la estimación de parámetros.

Resultados

Estadísticos descriptivos

Los estadísticos descriptivos de todas las variables estudiadas figuran en la tabla 1. En cuanto a la AF, las puntuaciones totales medias en las FAAS eran comparables a las halladas en otras muestras de familias no derivadas a consulta (Favez et al., 2011). En cuanto a las puntuaciones de ToM a los 4,5 años, las puntuaciones medias se situaban en el rango intermedio, lo que concuerda con los datos de la literatura sobre el rendimiento medio de niñas y niños de 4 a 5 años en tareas de falsa creencia, según los cuales a esta edad se responde correctamente a aproximadamente la mitad de los ítems (Wimmer & Perner, 1983). Aunque las puntuaciones totales en el RMET a los 15 años en nuestra población adolescente eran inferiores a las publicadas en la literatura para muestras de personas adultas y estudiantes no derivadas a consulta, eran superiores a las publicadas para muestras de personas adultas con trastornos autistas (Baron-Cohen et al., 2001). Curiosamente, la proporción de respuestas correctas en los ítems neutros era ligeramente inferior a la de los ítems positivos y negativos. Las correlaciones entre las variables del estudio figuran en la tabla 2. La mayoría de las asociaciones bivariadas entre las variables estudiadas eran significativas, positivas e iban en la dirección esperada. Había correlaciones altas y significativas entre las 3 medidas de AF. En cambio, había más correlaciones no significativas entre las medidas de cognición social. En primer lugar, dentro de las medidas del RMET, solo la correlación entre las puntuaciones en los ítems positivos y neutros era significativa. En segundo lugar, como se esperaba, la puntuación total de ToM en T4 se correlacionaba significativamente con la puntuación total RMET, así como con la puntuación RMET neutra. En cambio, las correlaciones entre la puntuación total de ToM en T4, por un lado, y las puntuaciones RMET positiva y negativa, por otro, no eran significativas.

La evolución de la AF en el periodo posparto

Los resultados de la estimación del modelo 1, en el que especificamos un crecimiento lineal de la AF de los 3 a los 18 meses, revelaron que este modelo presentaba un ajuste excelente a los datos, χ² = 0.689, df = 1, p = 0.407, CFI = 1.000, SRMR = 0.024, RMSEA = 0.000, 90% CI [0.000, 0.353]. En cuanto a la estimación de los parámetros, los resultados mostraron que la media y la varianza del factor Intercepto eran significativas (M = 13.15, p < 0.001, y S² = 22.46, p < 0.01). Estos resultados sugerían que, por término medio, las puntuaciones familiares de base eran superiores a 0 y que existía una heterogeneidad significativa en la muestra en esas puntuaciones de base de la AF. La media del factor Pendiente también era significativa (M = 2.41, p < 0.001), lo que sugería un aumento significativo de más de 2 puntos en las puntuaciones familiares FAAS de T1 a T3. Este aumento era más o menos similar en todas las familias, ya que la varianza del factor Pendiente no era significativa (S² = 3.36, p = 0.82). Por último, la correlación entre los factores Pendiente e Intercepto no era significativa (r = −0.25, p = 0.50), lo que indicaba que no había relación entre la AF de base y su evolución de T1 a T3.

La AF en el periodo posparto y la ToM a los 15 años

La información sobre el ajuste de todos los modelos presentados en este apartado y los índices de ajuste correspondientes figura en la tabla 3.

Predicción de la puntuación total RMET

Los resultados de la estimación del modelo 2 (fig. 1) mostraron que, en conjunto, este modelo se ajustaba bien a los datos. Los índices de ajuste indicaban globalmente un buen ajuste del modelo, con un chi cuadrado no significativo, un CFI superior a 0.95 y un SRMR inferior a 0.08, aunque el valor del RMSEA era ligeramente demasiado alto. Los resultados de la estimación de los parámetros mostraron que el factor Intercepto predecía una puntuación total RMET más alta (b = 1.317, β = 0.585, p < 0.001), mientras que el factor Pendiente no se relacionaba significativamente con la puntuación total RMET (b = 1.010, β = 0.234, p = 0.367). La puntuación total de ToM, introducida como covariable en el modelo, se correlacionaba significativamente con el factor Intercepto (r = 0.376, p = 0.015), pero no con el factor Pendiente (r = 0.038, p = 0.879) ni con la puntuación total RMET (r = 0.236, p = 0.141). Para confirmar la nulidad de los vínculos entre el factor Pendiente y las variables de cognición social, especificamos un modelo alternativo (modelo 2b) en el que el peso de regresión que unía el factor Pendiente con la puntuación total RMET, así como la covarianza entre el factor Pendiente y la puntuación total de ToM, se fijaron en 0. Los resultados mostraron que el ajuste del modelo 2b era mejor que el del modelo 2, con todos los índices de ajuste, incluido el RMSEA, indicando un buen ajuste del modelo. Una prueba de diferencia de chi cuadrado entre los modelos 2 y 2b dio un chi cuadrado no significativo, lo que confirmó que debía preferirse el modelo 2b y que, por tanto, los vínculos entre el factor Pendiente y las dos variables de cognición social podían considerarse nulos.

Predicción de la puntuación RMET positiva

Los resultados de la estimación del modelo 3 mostraron que este modelo se ajustaba globalmente bien a los datos. La mayoría de los índices de ajuste indicaban un buen ajuste del modelo, con un chi cuadrado no significativo, un CFI superior a 0.95 y un SRMR inferior a 0.08, aunque el valor del RMSEA era demasiado alto. Los resultados de la estimación de los parámetros mostraron que el factor Intercepto predecía significativamente una puntuación RMET positiva más alta (b = 2.400, β = 0.547, p = 0.015), mientras que el factor Pendiente no se relacionaba significativamente con la puntuación RMET positiva (b = 3.713, β = 0.378, p = 0.410). La puntuación total de ToM se correlacionaba significativamente con el factor Intercepto (r = 0.375, p = 0.016), pero no con el factor Pendiente (r = 0.035, p = 0.905) ni con la puntuación total RMET (r = 0.102, p = 0.577). Como los vínculos entre el factor Pendiente y las variables de cognición social no eran significativos, repetimos el procedimiento aplicado con los modelos 2 y 2b. Especificamos un modelo alternativo (modelo 3b) en el que el peso de regresión que unía el factor Pendiente con la puntuación RMET positiva, así como la covarianza entre la puntuación total de ToM y la puntuación RMET positiva, se fijaron en 0. Los resultados mostraron que el ajuste del modelo 3b era mejor que el del modelo 3, con todos los índices de ajuste, incluido el RMSEA, indicando un buen ajuste del modelo. Una prueba de diferencia de chi cuadrado entre los modelos 3 y 3b dio un chi cuadrado no significativo, lo que confirmó que debía preferirse el modelo 3b y que los vínculos entre el factor Pendiente, por un lado, y las puntuaciones de ToM y RMET positiva, por otro, eran desdeñables.

Predicción de la puntuación RMET neutra

La estimación del modelo 4 arrojó resultados dispares en cuanto al ajuste del modelo. Mientras que algunos índices sugerían un buen ajuste, como un chi cuadrado no significativo y un CFI superior a 0.95, los valores tanto del SRMR como del RMSEA eran ligeramente demasiado altos y sugerían un ajuste peor. Los resultados de la estimación de los parámetros mostraron que el factor Intercepto predecía significativamente la puntuación RMET neutra (b = 1.201, β = 0.456, p = 0.002), mientras que el factor Pendiente no lo hacía (b = 0.953, β = 0.260, p = 0.158). La puntuación total de ToM se correlacionaba significativamente con el factor Intercepto (r = 0.370, p = 0.014), pero no con el factor Pendiente (r = 0.024, p = 0.891), mientras que su asociación con la puntuación total RMET se acercaba a la significación (r = 0.284, p = 0.079). Al igual que en los modelos 2 y 3, los vínculos entre el factor Pendiente y tanto la puntuación total de ToM como la puntuación RMET neutra eran débiles. El modelo alternativo (modelo 4b), en el que las trayectorias que unían el factor Pendiente con la puntuación total de ToM (covarianza) y con la puntuación RMET neutra (peso de regresión) se fijaron en 0, mostró un ajuste a los datos ligeramente mejor que el modelo 4, lo que confirmó la diferencia de chi cuadrado no significativa entre ambos modelos. Sin embargo, el ajuste global del modelo 4b seguía sin ser satisfactorio, con valores de RMSEA y SRMR ligeramente superiores a los valores de referencia que indican un buen ajuste.

Predicción de la puntuación RMET negativa

La estimación del modelo 5 sugirió globalmente que el ajuste del modelo era correcto: el chi cuadrado no era significativo, el CFI era superior a 0.95 y el SRMR quedaba justo por debajo de 0.08. Al igual que en los demás modelos, el RMSEA indicaba un ajuste peor del modelo. La estimación de los parámetros mostró que ni el factor Pendiente ni el factor Intercepto se asociaban significativamente con la puntuación RMET negativa (respectivamente b = −0.855, β = −0.207, p = 0.535, y b = 0.777, β = 0.256, p = 0.072), aunque este último vínculo se acercaba a la significación. La puntuación total de ToM se correlacionaba significativamente con el factor Intercepto (r = 0.377, p = 0.015), pero no con el factor Pendiente (r = 0.056, p = 0.800) ni con la puntuación total RMET (r = 0.117, p = 0.548). Al igual que en los demás modelos, como los vínculos entre el factor Pendiente y las demás variables eran débiles, especificamos un modelo alternativo (modelo 5b) en el que las trayectorias que unían el factor Pendiente con la puntuación total de ToM (covarianza) y con la puntuación RMET neutra (peso de regresión) se fijaron en 0. Este modelo mostró un ajuste ligeramente mejor que el del modelo 5. Una prueba de diferencia de chi cuadrado confirmó que debía preferirse el modelo 5b y que, por tanto, podía ignorarse la influencia del factor Pendiente.

Discusión

En el presente estudio nos propusimos investigar los vínculos entre el desarrollo de las relaciones familiares en la lactancia y la primera infancia y la cognición social en la adolescencia. Hallazgos anteriores mostraron que la calidad de las relaciones tempranas en el periodo posparto, medida en términos de AF como el grado de coordinación durante las interacciones madre-padre-bebé, predecía las capacidades de ToM a los 4,5 años (Favez et al., 2012). Quisimos extender estos resultados poniendo a prueba la hipótesis según la cual una AF de mayor calidad durante el periodo posparto podría predecir un mejor rendimiento a los 15 años en una tarea informatizada que mide el reconocimiento de emociones —como índice de cognición social— en adolescentes y personas adultas, controlando la ToM a los 4,5 años. Estas hipótesis se confirmaron parcialmente.

El primer hallazgo principal del presente estudio es que la AF predecía la capacidad adolescente de identificar y clasificar los estados emocionales de otras personas. Este resultado sugiere en particular que una AF de mejor calidad, caracterizada por una mayor coordinación, apoyo y afecto compartido, podría ofrecer a la criatura un contexto para desarrollar competencias como una mayor comprensión de los estados emocionales ajenos, la capacidad de adoptar la perspectiva de la otra persona y quizá una mayor empatía. Además, la infancia con una AF más alta resultaba especialmente competente en la comprensión de los estados emocionales positivos, mientras que su mayor capacidad para identificar emociones negativas solo se acercaba a la significación estadística. Teniendo en cuenta las características antes mencionadas de las AF de alto funcionamiento, es probable que en esas familias se vivan con más frecuencia experiencias de afecto positivo compartido, lo que podría explicar por qué la AF se vinculaba especialmente con el reconocimiento de las emociones positivas. Por otra parte, las figuras parentales en AF cooperativas también podrían ofrecer respuestas más ajustadas a las emociones negativas de la criatura y mostrar mejores capacidades para ayudarla a regular esas emociones, lo que podría explicar la mayor capacidad (aunque no significativa al nivel α = 0.05) de esta población para identificar emociones negativas. En cuanto a la identificación de expresiones emocionales neutras, la estimación de los parámetros mostró un posible vínculo positivo similar con la AF. Sin embargo, el ajuste del modelo que ponía a prueba esta hipótesis era algo más dudoso que el de los modelos que predecían la identificación de emociones positivas y negativas. Las causas de este ajuste inferior pueden ser varias, entre ellas el tamaño de la muestra o el hecho de que las expresiones emocionales neutras parecían ser, por término medio, más difíciles de identificar para toda la muestra adolescente que las expresiones positivas y negativas. En cualquier caso, la asociación positiva entre la AF y la capacidad de identificar expresiones emocionales neutras solo debe considerarse con cautela.

El segundo hallazgo principal de este estudio es que solo la AF de base, es decir, la parte estable de la AF, y no su evolución a lo largo de los primeros 18 meses, se vinculaba con la cognición social a los 15 años. Aunque encontramos un aumento significativo de la AF entre los 3 y los 18 meses, esta mejora no se vinculaba con las competencias posteriores de cognición social. Este resultado implica que una criatura que se enfrentó a dificultades relacionales tempranas en la familia tendrá más probabilidades de desarrollar habilidades de cognición social más bajas que otra que no se enfrentó a esas dificultades tempranas, aunque dichas dificultades se resolvieran en los meses siguientes.

Estos hallazgos convergen con los de otros estudios que ya han documentado vínculos entre las interacciones tempranas entre figuras parentales y criaturas y el desarrollo socioafectivo hasta la adolescencia (Feldman, 2007a, 2007b, 2010; Pratt et al., 2017), aunque la mayoría se centraron en la relación madre-bebé e ignoraron el papel del padre y de los procesos de grupo familiar como la alianza familiar. Aunque la dirección de estos vínculos es difícil de determinar, buena parte de la comunidad especializada sugiere que las interacciones familiares podrían afectar de forma crucial y a largo plazo a diversos ámbitos del desarrollo infantil. Lo que sigue sin estar claro es el momento en que se ejerce la posible influencia de factores relacionales como la AF. En primer lugar, es posible que las relaciones familiares tempranas afecten directamente a estructuras o funciones primarias implicadas en la construcción temprana de la cognición social. Los estudios con resonancia magnética funcional han mostrado que numerosas estructuras y regiones cerebrales, entre ellas el sistema de neuronas espejo (MNS; Mahy et al., 2014), las uniones temporoparietales derecha e izquierda, la corteza prefrontal medial y la corteza cingulada posterior (para una revisión, véase Schurz et al., 2014), participan en el desarrollo de la cognición social. Aunque todavía se debate cuándo empiezan a desarrollarse estas estructuras (como el MNS), algunos trabajos sostienen que podrían estar ya activas durante la lactancia e incluso presentes desde el nacimiento (Lepage & Théoret, 2007). El uso muy temprano —y ampliamente documentado— de la imitación desde el periodo neonatal podría considerarse una prueba del inicio muy precoz del desarrollo de estructuras —entre ellas, posiblemente, el MNS— y de funciones que preceden a las competencias posteriores de cognición social. Nuestros resultados podrían sugerir que los factores relacionales quizá afecten al desarrollo de estas estructuras en una fase temprana, y que las diferencias resultantes entre bebés podrían persistir hasta la adolescencia. Una explicación alternativa, pero complementaria, sería que las relaciones a nivel familiar son, por término medio, cualitativamente estables, quizá hasta la adolescencia, y que la cognición social en la adolescencia podría estar asociada a la calidad de la AF en la adolescencia. Esta explicación se apoya tanto en resultados anteriores que sugieren que la calidad de la AF es estable desde el embarazo hasta los 4,5 años (p. ej., Favez et al., 2012) como en el presente estudio, que mostró que la estabilidad, más que el cambio, de la AF en los primeros 18 meses se vinculaba con las competencias de cognición social en la adolescencia. Los estudios futuros que pretendan confirmar esta hipótesis deberían incluir una evaluación de la AF en la adolescencia, con todos los retos metodológicos que tal evaluación implicaría.

Los resultados del presente estudio deben interpretarse a la luz de ciertas limitaciones. En primer lugar, es probable que los efectos de las interacciones triádicas tempranas en el desarrollo de la cognición social se deban a terceras variables que no tuvimos en cuenta en el presente estudio. Por ejemplo, es posible que algunas características innatas o tempranas de la criatura, como el temperamento o el desarrollo cognitivo temprano, influyan tanto en las interacciones familiares tempranas como en el desarrollo posterior de la cognición social. La influencia de las interacciones diádicas debería tenerse en cuenta de forma específica. En efecto, el diseño de nuestro estudio no permitía concluir si los efectos observados se debían específicamente a la calidad de la tríada madre-padre-bebé o a un efecto de confusión de las díadas (madre-bebé y padre-bebé) dentro de las tríadas. Dado que estudios anteriores han documentado el papel de las interacciones diádicas (madre-bebé) en el desarrollo de la cognición social infantil, los estudios futuros deberían incluir evaluaciones tanto de las interacciones diádicas (madre-bebé y padre-bebé) como triádicas (madre-padre-bebé), para desentrañar la influencia específica de cada «nivel» relacional en el desarrollo de la cognición social. En segundo lugar, desde el punto de vista estadístico, la estimación de algunos de nuestros modelos arrojó valores de RMSEA superiores al valor crítico de 0.06 generalmente considerado indicativo de un ajuste correcto (Hu & Bentler, 1999). Sin embargo, el uso del RMSEA, en particular en la estimación de modelos con pocos grados de libertad en muestras pequeñas, se ha puesto en tela de juicio: diversos trabajos sugieren que, en estas situaciones, evaluar el ajuste del modelo a partir del RMSEA podría llevar a rechazar muchos modelos correctos, y proponen entonces utilizar el RMSEA junto con otros índices de ajuste e incluso no tenerlo en cuenta cuando otros índices, en especial el estadístico chi cuadrado, parecen apuntar a un ajuste correcto del modelo (Chen et al., 2008; Kenny et al., 2015). En tercer lugar, el tamaño de nuestra muestra era reducido y podría limitar la generalización de nuestros hallazgos. Ante una posible falta de potencia estadística debida al pequeño tamaño muestral, decidimos poner a prueba modelos sencillos, con pocas covariables, para no quedarnos sin potencia suficiente. No está claro si nuestros resultados habrían sido diferentes de haber incluido más covariables en los modelos, como variables de control relativas al nivel socioeconómico y a las características personales de las personas participantes. Sin embargo, el tamaño de la muestra ofrecía potencia suficiente para estimar un modelo básico con el que poner a prueba nuestras hipótesis. Además, teniendo en cuenta la duración de nuestro estudio y el grado de implicación requerido, sobre todo en las primeras fases de recogida de datos, consideramos que mantener a unas 40 familias implicadas durante más de 15 años ya era considerable. No obstante, nuestros hallazgos deben confirmarse en un estudio a mayor escala. En cuarto lugar, en lo que respecta al RMET, a pesar del procedimiento establecido antes de la prueba para evitar cualquier influencia del vocabulario de las personas participantes, no podemos tener la certeza de que este sesgo se haya descartado por completo. En efecto, es posible que no todas las personas participantes pidieran la definición de los términos que no entendían, debido a la vergüenza que puede asociarse a pedir ayuda a quien dirigía la prueba.

A pesar de estas limitaciones, nuestro estudio es uno de los primeros de su tipo en mostrar vínculos entre la calidad de las interacciones madre-padre-bebé y las habilidades de cognición social medidas más de una década después, a los 15 años. Quienes habían vivido interacciones más cohesionadas con su madre y su padre juntos durante los primeros 18 meses de vida eran, en la adolescencia, más hábiles para identificar los estados emocionales de otras personas, en particular los estados emocionales positivos. No solo coincidimos con quienes afirman que los bebés son, desde el principio, seres sociales, sino que también sostenemos, a partir de nuestros hallazgos, que las experiencias sociales muy tempranas moldean algunas de las capacidades sociales, afectivas y cognitivas infantiles que más adelante serán útiles para establecer relaciones sociales más eficaces con los demás. Estos resultados pueden tener implicaciones particulares para profesionales que trabajan en estrecho contacto con madres, padres y bebés, sobre todo en los primeros meses de vida. En efecto, animar o ayudar a las familias a establecer interacciones más cohesionadas, de apoyo y emocionalmente positivas con su bebé desde el nacimiento, no solo cuando cada figura parental está a solas con la criatura, sino también cuando están todos juntos, podría tener efectos positivos a largo plazo. Además, nuestros resultados confirman la necesidad de incluir al padre en la investigación o en el trabajo clínico y de incorporar las relaciones a nivel familiar en nuestros modelos de comprensión de los factores de riesgo y de resiliencia que influyen en la salud mental del lactante.