The Spanish version of the Believability of Anxious Feelings and Thoughts Questionnaire (BAFT)
Autores
Ruiz, F. J., Odriozola-González, P., Suárez-Falcón, J. C.
Revista
Psicothema
Resumen
Validación del BAFT en tres muestras (N=598). La versión española mostró alta consistencia interna (α≈.92), estructura jerárquica con factores de preocupaciones somáticas, regulación emocional y evaluación negativa, y validez convergente con ansiedad, inflexibilidad psicológica y mindfulness, además de validez incremental respecto a sensibilidad a la ansiedad.
Resumen Detallado
Referencia completa: Ruiz, F. J., Odriozola-González, P., & Suárez-Falcón, J. C. (2014). The Spanish version of the Believability of Anxious Feelings and Thoughts Questionnaire. Psicothema, 26(3), 308-313.
Tipo de estudio: Validación transcultural y adaptación con análisis de estructura factorial jerárquica
Contexto y objetivos
La fusión cognitiva constituye un proceso central en el modelo de psicopatología de la Terapia de Aceptación y Compromiso (ACT) y, específicamente, en los trastornos de ansiedad. Esta consiste en un proceso verbal mediante el cual los individuos se adhieren emocionalmente a sus experiencias privadas (pensamientos, memorias, sensaciones) sin discriminar que son únicamente experiencias psicológicas en curso que no necesariamente deben dirigir el comportamiento. Cuando los individuos presentan fusión cognitiva con experiencias ansiosas, tienden a actuar según su contenido literal, lo que típicamente conlleva a la adopción de estrategias de evitación experiencial (supresión, distracción, preocupación, rumiación) cuando estas experiencias tienen funciones aversivas.
El trastorno de ansiedad generalizada (TAG) ejemplifica este patrón: individuos diagnosticados tienden a fusionarse con pensamientos inciertos sobre el futuro ("y si..." pensamientos) sin discriminar que son meras experiencias psicológicas, por lo que no necesitan reaccionar de manera particular ante ellas. Como resultado, frecuentemente responden aplicando rígidamente estrategias de evitación experiencial (como la preocupación) que producen reducción inmediata pero temporal de experiencias aversivas, pero resultan inefectivas a largo plazo porque los "pensamientos de y si..." típicamente se extienden, provocando mayor fusión cognitiva y enganche con preocupación. Aún peor, la preocupación misma se convierte en fuente de sufrimiento, generando ciclos de evitación contraproducentes.
Ante la relevancia de analizar el papel de la fusión cognitiva en trastornos de ansiedad, Herzberg et al. (2012) desarrollaron el Cuestionario de Credibilidad de Sentimientos y Pensamientos Ansiógenos (BAFT), un instrumento de autoinforme para medir fusión cognitiva con pensamientos y sentimientos ansiosos. El BAFT mostró excelente consistencia interna en muestras universitarias y de alta ansiedad, estructura factorial jerárquica con tres factores de primer orden (preocupaciones somáticas, regulación emocional, evaluación negativa) y un factor de segundo orden, validez de constructo sólida, validez incremental en relación a la sensibilidad a la ansiedad, fiabilidad test-retest fuerte tras doce semanas, y capacidad de respuesta al tratamiento. El objetivo de este estudio fue analizar las propiedades psicométricas de la versión española del BAFT con tres muestras de estudios independientes (N total = 598).
Método
Participantes
Muestra 1: 105 estudiantes de ciencias del trabajo de educación superior procedentes del sur de España (74.3% mujeres), con rango de edad de 19 a 48 años (M = 23.17, DE = 4.41). Respondieron un paquete de cuestionarios en sus aulas respectivas.
Muestra 2: 204 participantes del sur de España, con edad entre 18 y 68 años (M = 30.4, DE = 10.86). El 61% fueron mujeres. Nivel educativo relativo: 14.1% estudios primarios, 27.2% graduados de estudios de nivel medio, 22.8% estudiantes de educación superior, y 35.9% graduados universitarios. Fueron reclutados de entre estudiantes de grado y contactos personales.
Muestra 3: 289 participantes (59.5% mujeres) con edad entre 22 y 82 años (M = 35.38, DE = 8.63). Nivel educativo relativo: 7.3% estudios primarios, 32.8% graduados de nivel medio, y 59.9% graduados universitarios. Respondieron a una encuesta anónima por internet distribuida a través de redes sociales. Todos eran hablantes españoles. El 36% reportó haber recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico en algún momento, pero solo el 6.6% estaba en tratamiento actualmente. El 4.8% de participantes reportó consumo de medicación psicotrópica.
Instrumento(s) evaluado(s)
Cuestionario de Credibilidad de Sentimientos y Pensamientos Ansiógenos (BAFT; Herzberg et al., 2012): Medida de autoinforme de fusión cognitiva con pensamientos y sentimientos ansiosos. Consta de 16 ítems que representan diferentes pensamientos puntuados en una escala Likert de 7 puntos (1 = nada creíble a 7 = completamente creíble). La estructura factorial jerárquica original incluye tres factores de primer orden: Preocupaciones Somáticas (fusión con preocupaciones somáticas: ítems 8, 9, 10, 11 y 12), Regulación Emocional (fusión con lucha excesiva y control de emociones: ítems 4, 13, 14, 15 y 16), y Evaluación Negativa (fusión con evaluación negativa de pensamientos y sentimientos ansiosos: ítems 1, 2, 3, 5, 6 y 7). La consistencia interna de la puntuación total del BAFT en muestras originales fue excelente (.90 y .91 en muestras universitaria y de alta ansiedad, respectivamente). Se realizó traducción inversa siguiendo recomendaciones de Muñiz y Hambleton (1996), con resolución de discrepancias mínimas por expertos en ACT.
Otros instrumentos de medida
Cuestionario de Aceptación y Acción-II (AAQ-II; Bond et al., 2011): Medida de 7 ítems en escala Likert de 7 puntos de evitación experiencial e inflexibilidad psicológica (alfa promedio español: .88).
Cuestionario de Preocupación del Estado de Pensilvania (PSWQ; Meyer et al., 1990): 16 ítems en escala Likert de 5 puntos evaluando grado permanente e inespecífico de preocupación característica del TAG. Consistencia interna alta (rango alfa .93 a .95). Versión española administrada.
Índice de Sensibilidad a la Ansiedad (ASI; Peterson & Reiss, 1992): 16 ítems en escala Likert de 5 puntos midiendo miedo a experimentar síntomas de ansiedad. Versión española con buenas propiedades psicométricas en poblaciones clínicas y normales.
Cuestionario de Mindfulness de Cinco Facetas (FFMQ; Baer et al., 2006): 39 ítems en escala Likert de 5 puntos evaluando cinco facetas de mindfulness (observar, describir, actuar con conciencia, no juzgar la experiencia interna, no reactividad a la experiencia interna). Versión española con buena consistencia interna (alfas .81 a .91).
Cuestionario de Metacogniciones-30 (MCQ-30; Wells & Cartwright-Hatton, 2004): 30 ítems en escala Likert de 4 puntos. Se administraron solo los primeros tres factores: Creencias Positivas sobre la Preocupación, Creencias Negativas sobre Incontrolabilidad y Peligro de la Preocupación, Creencias sobre Necesidad de Control de Pensamientos. Consistencia interna adecuada (alfas .78 a .84) en versión española.
Inventario de Ansiedad de Beck (BAI; Beck & Steer, 1990): 21 ítems en escala Likert de 4 puntos de sintomatología ansiosa. Versión española con fiabilidad adecuada (alfa .93) y validez demostrada.
Escalas de Depresión, Ansiedad y Estrés-21 (DASS-21; Antony et al., 1998): 21 ítems en escala Likert de 4 puntos con tres subescalas (Depresión, Ansiedad, Estrés). Versión española con buenas propiedades psicométricas (alfas de subescalas .73 a .81).
Análisis de datos
Se condujeron análisis factoriales con Factor 9.2© mientras que análisis de datos remanentes se realizaron con SPSS 17.0©. Se calcularon índice Kaiser-Meyer-Olkin y prueba de esfericidad de Bartlett para determinar si los datos eran apropiados para análisis factorial. Se condujo análisis factorial exploratorio (AFE) de máxima verosimilitud con rotación oblimin directo permitiendo correlaciones entre factores. El número de factores extraídos se determinó mediante análisis paralelo. Se computó la transformación Schmid-Leiman para evaluar presencia de factor de orden superior. Se condujo análisis de replicación interna del AFE dividiendo el conjunto total en dos muestras aleatorias comparando estructuras factoriales. Se computaron alfas de Cronbach con intervalos de confianza. Se calcularon descriptivos y se compararon puntuaciones del BAFT entre participantes con puntuaciones por encima y debajo de puntos de corte mediante t de Student. Se computaron correlaciones de orden cero entre BAFT y otras escalas. Se analizó validez incremental del BAFT en relación a sensibilidad a la ansiedad mediante correlaciones parciales controlando ASI.
Resultados
Los datos fueron apropiados para análisis factorial según el índice Kaiser-Meyer-Olkin (.92) y prueba de esfericidad de Bartlett (χ² = 5035.6, p < .0001). El análisis paralelo extrajo dos factores explicando 56.4% de la varianza. El primer factor representó doce ítems y se etiquetó Evaluación Negativa, conteniendo todos los ítems de las subescalas Preocupaciones Somáticas y Evaluación Negativa de la versión original más un ítem de la subescala original Regulación Emocional. El segundo factor consistió en cuatro de los cinco ítems de la subescala original Regulación Emocional. Las puntuaciones de ambos factores correlacionaron altamente entre sí (r = .54) y con la puntuación total del BAFT (r = .96 y .76, respectivamente).
La transformación Schmid-Leiman mostró que todos los ítems representaban el factor general al mostrar saturaciones por encima de .30, con el factor general explicando 52% de la varianza, proporción por encima del rango considerado indicativo de presencia de factor general (40%-50%). En el análisis de replicación interna, se encontró replicación fuerte dado que las dos muestras aleatorias tenían las mismas estructuras factoriales básicas, los ítems se agrupaban en los mismos factores, y las saturaciones factoriales eran aproximadamente equivalentes en magnitud (diferencia cuadrada máxima .017).
El alfa de Cronbach del BAFT total osciló entre .88 (Muestra 2) a .93 (Muestra 3), con alfa general de .92, IC 95% [.91, .93]. Comparadas con puntuaciones BAFT en muestra no clínica del estudio original (M = 50.1, DE = 16.9), las puntuaciones en Muestras 1 (M = 59.99, DE = 18.2) y 2 (M = 58.71, DE = 16.7) fueron ligeramente más altas, mientras puntuaciones en Muestra 3 fueron ligeramente más bajas (M = 47.4, DE = 19.9). Participantes en Muestra 3 mostraron puntuaciones más bajas que participantes en Muestras 1 y 2 (p < .001).
Participantes con puntuaciones por encima de puntos de corte en BAI, PSWQ y DASS-21 puntuaron estadísticamente significativamente más alto en BAFT que aquellos con puntuaciones debajo de estos puntos de corte. Adicionalmente, participantes recibiendo tratamiento psicológico/psiquiátrico en Muestra 3 mostraron puntuaciones más altas en BAFT que aquellos sin tratamiento. Las puntuaciones totales BAFT correlacionaron significativamente con todos los constructos evaluados de manera teóricamente coherente, mostrando correlaciones fuertes con síntomas de ansiedad y depresión (BAI, PSWQ, DASS-21). El factor Evaluación Negativa mostró correlaciones generalmente más altas con sintomatología ansiosa que el factor Regulación Emocional. El BAFT total mostró validez incremental en relación a sensibilidad a la ansiedad, manteniendo correlaciones significativas con otras medidas relevantes incluso después de controlar el ASI. En Muestra 1, puntuaciones BAFT mostraron correlaciones parciales significativas con AAQ-II (.34), PSWQ (.36), BAI (.48), Actuar con Conciencia (-.31) y No Juzgar (-.62). En Muestra 2, puntuaciones BAFT permanecieron significativamente correlacionadas con AAQ-II (.50), puntuación total DASS-21 (.34) y sus subescalas Depresión, Ansiedad y Estrés (.28, .23 y .35, respectivamente).
Discusión y conclusiones
Los datos obtenidos proporcionan evidencia prometedora de que esta versión española del BAFT es una medida válida y fiable de fusión cognitiva con pensamientos y sentimientos ansiosos. En general, los datos actuales son muy similares a los obtenidos por Herzberg et al. (2012). Específicamente, los resultados demostraron que el BAFT posee muy buena consistencia interna (alfa general = .92), validez de constructo (correlaciones en dirección esperada con síntomas de ansiedad y depresión y constructos relacionados), validez criterial (participantes recibiendo tratamiento psicológico/psiquiátrico o experimentando niveles moderados de síntomas de ansiedad puntuaron significativamente más alto en BAFT) y validez incremental (puntuaciones BAFT asociadas con otras variables incluso controlando sensibilidad a la ansiedad).
La estructura factorial encontrada en este estudio difiere ligeramente de la obtenida por Herzberg et al. (2012). Según análisis paralelo, solo dos factores correlacionados fueron extraídos. Sin embargo, estos dos factores largamente se solaparon con los tres factores extraídos en el estudio original. El primer factor consistió de doce elementos incluyendo todos los ítems de las subescalas Preocupaciones Somáticas y Evaluaciones Negativas más un ítem de Regulación Emocional. El segundo factor fue significativamente más pequeño. Estos resultados pueden verse como relativamente consistentes con Herzberg et al. considerando que las subescalas Preocupaciones Somáticas y Evaluación Negativa funcionaron muy similarmente en ese estudio en términos de correlaciones con otros constructos, y su tercer factor explicó solo 6.88% de varianza. Se mantuvo la etiqueta Evaluación Negativa por parecer representar mejor el factor. Similar al estudio original, los resultados sugirieron presencia de estructura factorial jerárquica con dos factores de primer orden y un factor de orden superior de fusión cognitiva general. El factor Regulación Emocional mostró generalmente correlaciones más bajas con sintomatología ansiosa y constructos relacionados, consistente con Herzberg et al. (2012) en su muestra no clínica. Dado el análisis factorial, podría argumentarse que el factor Evaluación Negativa podría usarse como versión reducida de 12 ítems del BAFT excluyendo fusión de estrategias de regulación emocional contraproducentes, mereciendo investigación empírica futura.
Limitaciones incluyen: (1) funcionamiento BAFT probado solo en muestras no clínicas, requiriendo investigación futura en muestras clínicas; (2) sin información sobre diagnóstico y curso terapéutico en participantes en tratamiento en Muestra 3; (3) al ser compilación de tres muestras de estudios independientes, ningún fundamento metodológico guió selección de muestras y medidas. Aunque limitación clara, puede verse como virtud dado que BAFT mostró buenas propiedades en contextos diferentes administrados en distintas formas.
Importancia y contribución
Esta versión española del BAFT emerge como medida fiable y válida de la fusión cognitiva con pensamientos y sentimientos ansiosos, constituyendo una herramienta útil para evaluar el grado de fusión cognitiva en el contexto de la comprensión de la etiología, mantenimiento y tratamiento de los trastornos de ansiedad. Al validar esta herramienta en población hispanohablante, el estudio contribuye al campo de la psicopatología del trastorno de ansiedad al proporcionar un instrumento que permite la medición precisa de un proceso cognitivo relevante en el entendimiento de cómo los individuos interactúan con sus pensamientos y sentimientos ansiosos.
Este resumen ha sido generado con Inteligencia Artificial y podría contener errores. Se recomienda consultar el artículo original.