Measurement invariance and discriminant validity of the Cognitive Fusion Questionnaire across five Spanish‑speaking countries

Título

Invarianza de medida y validez discriminante del Cuestionario de Fusión Cognitiva en cinco países de habla hispana

Referencia Completa

Rosales-Sarabia, R. M., Moore, C., Montoya, C. E., Peña-Tomás, B., Ortiz, S., Santamaría, C., Odriozola-González, P., & Ruiz, F. J. (2025). Measurement invariance and discriminant validity of the Cognitive Fusion Questionnaire across five Spanish-speaking countries. Journal of Contextual Behavioral Science, 38, 100954. https://doi.org/10.1016/j.jcbs.2025.100954

Tipo de Estudio

Estudio psicométrico de validación cruzada con análisis de invarianza de medida y validez discriminante.

CONTEXTO Y OBJETIVOS

La fusión cognitiva es un proceso de nivel medio en la terapia de aceptación y compromiso (ACT) que se refiere a la tendencia humana a enredarse con el contenido de los pensamientos y emociones. Más técnicamente, se define como actuar bajo el control de la transformación continua de funciones sin contactar fuentes alternativas de control de estímulo. Este proceso está estrechamente vinculado a la inflexibilidad psicológica y se ha asociado consistentemente con síntomas emocionales como depresión, ansiedad y estrés.

El Cuestionario de Fusión Cognitiva (CFQ; Gillanders et al., 2014) es la herramienta más utilizada para medir la fusión cognitiva. Aunque el CFQ ha sido validado en múltiples idiomas, incluyendo varias versiones en español, existe una brecha importante en la literatura: no se ha investigado la equivalencia factorial del CFQ entre países y culturas. Adicionalmente, la validez discriminante del CFQ respecto a síntomas emocionales negativos no ha sido suficientemente analizada, lo cual es importante para asegurar que el instrumento mide un constructo distinto de las emociones negativas.

Los objetivos de este estudio fueron tres: (1) evaluar la consistencia interna y la validez de la estructura interna del modelo unifactorial del CFQ en cinco países hispanohablantes (Colombia, Perú, México, Chile y España); (2) examinar la invarianza factorial del CFQ a través de estos países para determinar si el instrumento mide el mismo constructo independientemente del contexto poblacional; y (3) analizar la validez discriminante del CFQ en relación con síntomas de depresión, ansiedad y estrés.

MÉTODO

Participantes

El estudio incluyó participantes de cinco países hispanohablantes con un tamaño total de muestra de N = 3,389:

Muestra colombiana: 735 participantes (69.66% mujeres, 30.34% hombres), edades 18-79 años (M = 31.98, DE = 10.58). Educación: 8.30% primaria/secundaria, 11.43% formación vocacional, 45.03% pregrado, 35.24% posgrado.
Muestra mexicana: 909 participantes (67.5% mujeres, 31.7% hombres, 0.8% sin especificar), edades 18-76 años (M = 30.8, DE = 12.2). Educación: 25.9% primaria/secundaria, 60.0% pregrado, 14.2% posgrado.
Muestra peruana: 826 participantes (59.8% mujeres, 39.5% hombres, 0.7% sin especificar), edades 18-74 años (M = 29.4, DE = 10.5). Educación: 10.8% primaria/secundaria, 16.2% formación vocacional, 52.5% pregrado, 20.5% posgrado.
Muestra chilena: 545 participantes (64.4% mujeres, 35.6% hombres), edades 18-73 años (M = 37.9, DE = 11.2). Educación: 12.7% primaria/secundaria, 27.7% formación vocacional, 32.9% pregrado, 26.8% posgrado.
Muestra española: 374 participantes (76.5% mujeres, 23.3% hombres, 0.2% otro), edades 18-72 años (M = 36.3, DE = 12.2). Educación: 20.6% primaria/secundaria, 17.7% formación vocacional, 35.6% pregrado, 26.5% posgrado.

La recolección de datos se llevó a cabo de julio a diciembre de 2020 mediante encuestas en línea distribuidas a través de redes sociales utilizando muestreo de bola de nieve.

Instrumento(s) Evaluado(s)

Cuestionario de Fusión Cognitiva (CFQ). El CFQ es un instrumento de autoinforme con 7 ítems evaluados en una escala Likert de 7 puntos (1 = nunca verdadero, 7 = siempre verdadero). Se utilizó la versión en español desarrollada por Ruiz, Suárez-Falcón, et al. (2017). Los siete ítems son:

"Mis pensamientos me causan angustia o dolor emocional" [My thoughts cause me distress or emotional pain]
"Me quedo tan enganchado a mis pensamientos que no soy capaz de hacer las cosas que más quiero hacer" [I get so caught up in my thoughts that I am unable to do the things that I most want to do]
"Analizo las situaciones demasiado, hasta el punto en que no me resulta útil" [I over-analyze situations to the point where it's unhelpful to me]
"Lucho contra mis pensamientos" [I struggle with my thoughts]
"Me enfado conmigo mismo por tener determinados pensamientos" [I get upset with myself for having certain thoughts]
"Tiendo a enredarme mucho en mis pensamientos" [I tend to get very entangled in my thoughts]
"Me resulta muy difícil dejar pasar los pensamientos molestos incluso cuando sé que hacerlo me ayudaría" [It's such a struggle to let go of upsetting thoughts even when I know that letting go would be helpful]

Esta versión ha mostrado consistencia interna excelente (alfas de Cronbach entre 0.89-0.93), estructura unifactorial esperada, invarianza de medida entre género y muestras clínicas/no clínicas, validez de constructo convergente, validez de criterio y sensibilidad a los efectos del tratamiento en poblaciones colombianas, y ha demostrado un desempeño psicométrico fuerte en otros países hispanohablantes (España, Perú, Ecuador, México).

Otros Instrumentos de Medida

Escala de Depresión, Ansiedad y Estrés – 21 (DASS-21). La DASS-21 (Lovibond & Lovibond, 1995; versión en español de Daza et al., 2002) es un instrumento de autoinforme ampliamente utilizado que evalúa síntomas emocionales relacionados con depresión, ansiedad y estrés. Consta de 21 ítems evaluados en una escala Likert de 4 puntos (0 = no me aplicó en absoluto; 3 = me aplicó mucho o la mayor parte del tiempo). La versión en español ha demostrado consistencia interna excelente en muestras de Colombia y España, exhibiendo una estructura factorial jerárquica que incluye tres factores de primer orden y un factor de segundo orden que refleja síntomatología emocional general.

Análisis de Datos

Se utilizó JASP 0.18.3.0 para todos los análisis. Se examinaron correlaciones elemento-total corregidas para detectar respuestas descuidadas o aleatorias (valores < 0.30 sugieren respuesta deficiente). Se calcularon coeficientes de consistencia interna: alfa de Cronbach y omega de McDonald.

Se realizaron análisis factoriales confirmatorios (AFC) para cada muestra utilizando el estimador diagonal ponderado robusto de mínimos cuadrados (robust DWLS). Este estimador fue seleccionado debido a la escala ordinal del CFQ. Se evaluaron múltiples índices de bondad de ajuste: Índice de Ajuste Comparativo (CFI), Índice de Ajuste No Normado (NNFI), Error Cuadrático Medio de Aproximación (RMSEA) y Raíz del Residuo Estandarizado Cuadrático Medio (SRMR). Criterios de ajuste: CFI/NNFI ≥ 0.90 (aceptable), ≥ 0.95 (bueno); RMSEA < 0.08 (aceptable), < 0.05 (bueno); SRMR < 0.05 (muy bueno), ≤ 0.08 (bueno).

Se analizó la invarianza de medida del modelo unifactorial del CFQ a través de países siguiendo directrices de Jöreskog (2005) y Millsap y Yun-Tein (2004), examinando cuatro modelos progresivamente más restrictivos: invarianza configural (cargas de factores e ítems consistentes), invarianza métrica (cargas de factores invariantes), invarianza escalar (interceptos de ítems invariantes) e invarianza estricta (varianzas de error de ítems invariantes). Se utilizaron criterios de Cheung y Rensvold (2002) y Chen (2007): ΔRMSEA < 0.01 y ΔNNFI/ΔCFI > -0.01.

Se realizó análisis de sensibilidad para evaluar si las respuestas obligatorias en los ítems afectaban la confiabilidad, utilizando indicadores sin modelo: distancia multivariada de Mahalanobis (p < .01) y uniformidad de respuesta/longstring (percentil 99). Los casos identificados fueron excluidos para reestimar los modelos.

Para validez discriminante, se utilizó la razón heterotrait-monotrait de correlaciones (HTMT) de Henseler et al. (2015) mediante AFC en un modelo de cuatro factores correlacionados incluyendo fusión cognitiva, depresión, ansiedad y estrés. Se consideró HTMT < 0.850 como benchmar conservador para validez discriminante.

RESULTADOS

Calidad Psicométrica de los Ítems

Todos los ítems del CFQ exhibieron índices de discriminación altos en todas las muestras (rango 0.761-0.872). El ítem 6 ("Tiendo a enredarme mucho en mis pensamientos") registró el índice de discriminación más alto para muestras de Colombia, México, Perú y España. Para la muestra chilena, el ítem 4 ("Lucho contra mis pensamientos") mostró el índice más alto. Los ítems con índices de discriminación más bajos variaron entre países: ítem 1 (México, Chile), ítem 3 (Colombia), ítem 4 (Perú), ítem 5 (España).

Consistencia interna: Las estimaciones fueron prácticamente idénticas para alfa de Cronbach y omega de McDonald. Fueron excelentes en todas las muestras: alfa de Cronbach osciló entre 0.937 (México) y 0.952 (Perú); omega de McDonald entre 0.938 (México) y 0.952 (Perú).

Validez Basada en la Estructura Interna

Dimensionalidad: El modelo unifactorial obtuvo ajuste muy bueno según valores de CFI, NNFI y SRMR:

País	RMSEA [IC 90%]	CFI	NNFI	SRMR	χ² SB (gl)
Colombia	0.062 [0.045, 0.080]	0.999	0.999	0.019	54.645 (14)
México	0.067 [0.052, 0.083]	0.999	0.998	0.024	71.018 (14)
Perú	0.083 [0.067, 0.099]	0.999	0.998	0.026	93.127 (14)
Chile	0.134 [0.115, 0.153]	0.997	0.995	0.042	149.779 (14)
España	0.097 [0.073, 0.122]	0.998	0.998	0.030	62.932 (14)

Aunque los valores de RMSEA para las muestras de Chile y España fueron relativamente elevados, se consideró adecuado el modelo unifactorial porque el RMSEA tiende a ser artificialmente mayor en modelos con pocos grados de libertad, incluso cuando el modelo está correctamente especificado.

Invarianza de medida: El modelo unifactorial del CFQ demostró invarianza de parámetros en todos los niveles a través de países:

Modelo	RMSEA	ΔRMSEA	CFI	ΔCFI	NNFI	ΔNNFI
Invarianza configural	0.087	—	0.999	—	0.998	—
Invarianza métrica	0.086	0.001	0.998	-0.001	0.998	0.000
Invarianza escalar	0.062	0.024	0.998	0.000	0.999	0.001
Invarianza estricta	0.062	0.000	0.998	0.000	0.999	0.000

Los valores de CFI y NNFI mostraron cambios mínimos entre modelos, mientras que los valores de RMSEA mejoraron (disminuyeron) al estimar modelos más restrictivos, probablemente relacionado con el aumento en grados de libertad de modelos más restrictivos.

Análisis de Sensibilidad Excluyendo Respondientes Descuidados

El análisis de respuesta deficiente (IER) identificó 190 respondientes (5.6% de participantes). Al reestimar el modelo unifactorial excluyendo estos casos, se obtuvieron índices de ajuste similares (Colombia: CFI = 1.000, NNFI = 0.999; RMSEA = 0.056; Perú: CFI = 0.999, NNFI = 0.999; RMSEA = 0.075; México: CFI = 0.999, NNFI = 0.999; RMSEA = 0.059; Chile: CFI = 0.996, NNFI = 0.995; RMSEA = 0.153; España: CFI = 0.999, NNFI = 0.999; RMSEA = 0.068). La invarianza de medida a través de países mostró resultados muy similares, resultando en las mismas decisiones de invarianza con ajuste altamente similar.

Validez Discriminante del CFQ

El AFC del modelo de cuatro factores (fusión cognitiva, depresión, ansiedad, estrés) demostró buen ajuste: RMSEA = 0.041 [IC 95% 0.040, 0.043], CFI = 0.998, NNFI = 0.998, SRMR = 0.029.

Los valores HTMT proporcionaron evidencia de validez discriminante del CFQ respecto a depresión (HTMT = 0.811), ansiedad (HTMT = 0.755) y estrés (HTMT = 0.817), todos por debajo del umbral conservador de 0.850.

DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES

Este estudio abordó dos aspectos ampliamente no examinados del CFQ: su equivalencia factorial a través de países y su validez discriminante respecto a emociones negativas. El establecimiento de equivalencia factorial es un paso esencial antes de conducir investigación transcultural sobre fusión cognitiva.

Los resultados mostraron que el CFQ mantiene propiedades psicométricas excelentes en todas las muestras. El modelo unifactorial obtuvo ajuste muy bueno según criterios de CFI, NNFI y SRMR. El análisis de invarianza de medida reveló que el CFQ demuestra invarianza de parámetros en todos los niveles a través de los cinco países hispanohablantes. Este hallazgo, según el conocimiento de los autores, representa la primera evidencia de invarianza de medida del CFQ en diferentes países. Indica que la estructura interna de la escala es robusta y que el constructo se mide de manera similar a través de países, independientemente del contexto cultural.

Respecto a validez discriminante, los valores HTMT entre fusión cognitiva y síntomas emocionales fueron fuertes pero se mantuvieron por debajo del umbral conservador establecido por Henseler et al. (2015). El CFQ demostró validez discriminante satisfactoria respecto a emociones negativas, complementando investigación anterior que confirmó su adecuación respecto a la frecuencia de pensamientos negativos.

Los autores reconocen varias limitaciones. Primero, el estudio incluyó solo cinco países hispanohablantes, aunque el español es idioma oficial en 21 países. Segundo, se utilizó la traducción de Ruiz, Suárez-Falcón, et al. (2017), por lo que los resultados no se extienden a otras versiones en español del CFQ. Tercero, no se examinó validez discriminante respecto a neuroticismo. Cuarto, el CFQ se administró solo en línea. Quinto, las muestras consistieron principalmente de mujeres. Sexto, faltaron datos de tiempo de respuesta. Séptimo, aunque se evaluó invarianza de medida del CFQ y validez discriminante a nivel nomotético a través de datos transversales, la dimensionalidad y relación del CFQ con medidas de emociones negativas puede diferir a nivel individual.

En conclusión, este estudio proporciona evidencia empírica fuerte para la equivalencia factorial del CFQ a través de cinco países hispanohablantes, abriendo camino para investigación transcultural futura sobre fusión cognitiva. Los investigadores pueden examinar si algunos países exhiben niveles más elevados de fusión cognitiva, o si ésta se asocia diferentemente con síntomas emocionales y calidad de vida en diversos contextos. El estudio también confirmó que el CFQ mide un constructo distinto de emociones negativas, lo cual es significativo tanto para investigadores como para practicantes, asegurando la precisión de las mediciones y validando la importancia de la fusión cognitiva en la psicopatología.

RELEVANCIA PARA LA MEDICIÓN EN ACT/CBS

La fusión cognitiva es un proceso central en ACT (Terapia de Aceptación y Compromiso), conceptualizado dentro de la Teoría del Marco Relacional (RFT) como la tendencia de los individuos a ser controlados por la transformación de funciones de estímulos verbales relacionados. Este estudio reviste importancia crítica para la medición en ACT/CBS por varias razones:

Validez transcultural: Establece que el CFQ puede utilizarse legítimamente para comparar niveles de fusión cognitiva entre países hispanohablantes, permitiendo investigación transcultural robusta sobre este proceso central en ACT.
Discriminación conceptual: Confirma que la fusión cognitiva, aunque correlacionada con síntomas emocionales negativos, es un constructo distintivo. Esto es esencial en ACT porque la teoría propone que la fusión cognitiva es una ruta causal hacia la inflexibilidad psicológica que es conceptualmente separable de las emociones en sí.
Fiabilidad de medición: La consistencia interna excelente y la invarianza de medida garantizan que clínicos e investigadores pueden confiar en que el CFQ captura el mismo constructo de manera confiable en diferentes contextos poblacionales.
Aplicación clínica y de investigación: Los resultados justifican el uso del CFQ en evaluaciones pre-tratamiento, monitoreo de cambio durante tratamiento ACT y análisis de la relación de la fusión cognitiva con otros procesos ACT (aceptación, valores, acción comprometida) a través de culturas hispanohablantes.
Implicaciones para la teoría ACT: El hallazgo de que la fusión cognitiva se mide de manera equivalente a través de países tan diversos sugiere que este proceso refleja un aspecto universal de la experiencia humana, apoyando los fundamentos teóricos de RFT y ACT.