Psychometric properties of the Cognitive Fusion Questionnaire in Colombia

Propiedades psicométricas del Cuestionario de Fusión Cognitiva en Colombia

Referencia completa: Ruiz, F. J., Suárez-Falcón, J. C., Riaño-Hernández, D., & Gillanders, D. (2017). Psychometric properties of the Cognitive Fusion Questionnaire in Colombia. Revista Latinoamericana de Psicología, 49, 80-87. http://dx.doi.org/10.1016/j.rlp.2016.09.006

Tipo de estudio: Validación transcultural y adaptación de escala

Contexto y objetivos

El Cuestionario de Fusión Cognitiva (CFQ, por sus siglas en inglés) es una medida recientemente publicada de fusión cognitiva, un constructo central en el modelo de psicopatología de la Terapia de Aceptación y Compromiso (ACT). La fusión cognitiva se define como un proceso verbal mediante el cual los individuos se enredan en sus pensamientos, evaluaciones, juicios y memorias, comportándose de acuerdo a las funciones derivadas de estas experiencias privadas. En otras palabras, las experiencias privadas dominan el comportamiento subsecuente, previniendo que otras fuentes de control de estímulos influyan en la conducta. Cuando estas experiencias privadas son aversivas, la fusión típicamente conduce a estrategias de evitación experiencial (supresión, distracción, preocupación, rumiación, etc.) que, aunque proporcionan alivio a corto plazo, refuerzan negativamente estas estrategias y pueden llevar al atrapamiento en bucles de evitación experiencial característicos de los trastornos psicológicos.

El marco teórico de la investigación sitúa la fusión cognitiva dentro del modelo contextual de la conducta, donde la defusión cognitiva (el proceso de tomar una perspectiva despegada de las experiencias privadas y desengancharse de ellas) constituye un objetivo central de intervención en ACT. El CFQ se desarrolló originalmente en inglés y mostró propiedades psicométricas sólidas, incluyendo estructura unifactorial, buena consistencia interna, validez convergente y discriminante, así como sensibilidad a los efectos del tratamiento. Aunque existía una versión en español del CFQ validada en España por Romero-Moreno et al. (2014), esta se había evaluado solamente en una muestra relativamente pequeña de cuidadores de demencia. Los autores argumentan que probar medidas en muestras culturalmente diversas y en otros países hispanohablantes aumenta tanto la confianza en la medida como la relevancia transcultural de la teoría subyacente que se está midiendo. El objetivo principal del estudio fue analizar las propiedades psicométricas y la estructura factorial de una versión en español del CFQ adaptada para Colombia.

Método

Participantes

El estudio incluyó cuatro muestras diferentes. Muestra 1: 762 estudiantes universitarios (rango de edad 18-63 años, M = 21.16, DE = 3.76) de siete universidades de Bogotá. El 46% estudiaba Psicología; los restantes estudiaban Derecho, Ingeniería, Filosofía, Comunicación, Negocios, Medicina y Teología. El 62% eran mujeres. Del total, el 26% había recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico en algún momento, pero solo el 4.3% estaba en tratamiento actualmente. El 2.9% reportó usar medicación psicotrópica.

Muestra 2: 724 participantes colombianos (74.4% mujeres) con edad entre 18 y 88 años (M = 26.11, DE = 8.93), reclutados a través de una encuesta anónima en línea distribuida mediante redes sociales. El 17.8% tenía educación primaria o media, el 63.8% tenía educación universitaria o de postgrado en progreso, y el 18.4% tenía posgrado completo. El 45% había recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico en algún momento, pero solo el 8.4% estaba en tratamiento actualmente. El 5.4% reportó usar medicación psicotrópica.

Muestra 3: 277 pacientes (64.6% mujeres) con edad entre 18 y 67 años (M = 28.50, DE = 11.22) diagnosticados con trastornos emocionales (88.4%) o trastornos sexuales (11.6%) según información proporcionada por sus terapeutas. Todos fueron evaluados en un centro de consulta psicológica privado. Solo el 6.3% reportó usar medicación psicotrópica.

Muestra 4: 11 participantes (2 hombres, edad media = 22.18, DE = 4.40, rango 18-32) que participaron en un estudio de línea base múltiple aleatorizado analizando el efecto de una intervención ACT de una sesión. Un participante tenía educación media, seis eran estudiantes de pregrado y cuatro eran graduados universitarios. Los participantes fueron reclutados mediante anuncios en redes sociales y reportaron haber estado enredados en pensamientos, memorias y/o preocupaciones durante al menos 6 meses con interferencia significativa en al menos dos áreas de vida. No estaban en tratamiento psicológico o psiquiátrico.

Instrumentos evaluados

Cuestionario de Fusión Cognitiva (CFQ): Escala de 7 ítems con formato Likert de 7 puntos (7 = siempre; 1 = nunca verdadero) que mide fusión cognitiva general. Puntuaciones más altas indican mayor grado de fusión cognitiva. La versión original en inglés mostró estructura unifactorial, buena fiabilidad, estabilidad temporal, validez convergente, discriminante y sensibilidad a efectos de tratamiento. La versión en español utilizada fue la de Romero-Moreno et al. (2014), con un pequeño estudio piloto (N = 10 estudiantes universitarios colombianos) para mejorar la sensibilidad cultural de la versión. En este piloto se pidió a los participantes que calificaran la claridad y simplicidad de los ítems, sugiriendo cambios menores principalmente relacionados con género. El ítem 7 fue ligeramente modificado para capturar más precisamente la sensación de quedar atrapado por los pensamientos.

Instrumentos complementarios de validez

Acceptance and Action Questionnaire-II (AAQ-II): Escala de 7 ítems Likert de 7 puntos (7 = siempre; 1 = nunca verdadero) que mide evitación experiencial o inflexibilidad psicológica general. Los ítems reflejan la falta de disposición para experimentar emociones y pensamientos no deseados y la incapacidad de estar en el momento presente y comportarse de acuerdo a acciones dirigidas por valores cuando se experimentan eventos psicológicos no deseados. Esperaban correlaciones muy fuertes positivas entre AAQ-II y CFQ.

Depression, Anxiety, and Stress Scales-21 (DASS-21): Escala de 21 ítems Likert de 4 puntos (3 = se aplicaba mucho o la mayoría del tiempo; 0 = no se aplicaba en absoluto) con tres subescalas (Depresión, Ansiedad, Estrés) que mide estados emocionales negativos. Se esperaban correlaciones positivas fuertes entre CFQ y todas las subescalas del DASS-21.

Satisfaction with Life Survey (SWLS): Escala de 5 ítems Likert de 7 puntos (7 = completamente de acuerdo; 1 = completamente en desacuerdo) que mide bienestar autopercibido. Se esperaban correlaciones negativas de medio a fuertes entre SWLS y CFQ.

Mindful Attention Awareness Scale (MAAS): Escala de 15 ítems Likert de 6 puntos (6 = casi nunca; 1 = casi nunca) diseñada para medir el grado en que los individuos prestan atención durante varias tareas o comportan en modo "piloto automático". Se esperaban correlaciones negativas de moderadas a fuertes entre CFQ y MAAS.

Dysfunctional Attitude Scale-Revised (DAS-R): Escala de 17 ítems Likert de 7 puntos (7 = completamente de acuerdo; 1 = completamente en desacuerdo) agrupada en dos factores (Perfeccionismo/Evaluación de desempeño y Dependencia) que mide esquemas disfuncionales. Se esperaban correlaciones positivas de moderadas a fuertes entre CFQ y DAS-R.

Procedimiento

Las muestras 1-3 proporcionaron consentimiento informado y recibieron paquetes de cuestionarios. Muestra 1 completó los cuestionarios en las aulas durante clases regulares. Muestra 2 respondió a una encuesta anónima en línea. Muestra 3 completó los cuestionarios durante una de las entrevistas de evaluación clínica al inicio del tratamiento. La Muestra 4 completó un período de línea base de 2 a 10 semanas, luego recibió una intervención ACT de aproximadamente 75 minutos enfocada en interrumpir la preocupación y rumiación problemáticas mediante: (a) identificar triggers y estrategias de evitación experiencial, (b) promover desesperanza creativa respecto a la inefectividad de la preocupación/rumiación, (c) promover clarificación de valores y compromiso con acciones valiosas, y (d) introducir entrenamiento en defusión.

Análisis de datos

Previamente a los análisis factoriales, los datos de las Muestras 1-3 fueron examinados para valores faltantes. Solo dos valores del CFQ estaban faltantes (uno para los ítems 1 y 6 respectivamente), imputados usando el método de patrón de respuesta coincidente de LISREL. Para el análisis factorial confirmatorio (AFC), se utilizó estimación por mínimos cuadrados ponderados (WLS) con correlaciones policóricas debido a la naturaleza ordinal de la escala Likert. Se computaron el test chi-cuadrado y los siguientes índices de bondad de ajuste para el modelo unifactorial: RMSEA (Raíz del Error Cuadrático Medio de Aproximación), CFI (Índice de Ajuste Comparativo) e NNFI (Índice de Ajuste No-Normalizado). Se consideró ajuste aceptable RMSEA < .10 y muy buen ajuste RMSEA < .05; CFI y NNFI > .90 indicaban modelos aceptables y > .95 buen ajuste. Se realizaron AFC multigrupales para evaluar invarianza de medida entre muestras y género. Se computaron alfas de Cronbach con intervalos de confianza del 95% para explorar consistencia interna. Se obtuvieron correlaciones corregidas ítem-total. Se examinaron diferencias de género mediante t de Student. Para validez de criterio, se compararon puntuaciones CFQ entre participantes no clínicos (Muestras 1 y 2) y clínicos (Muestra 3). Se calcularon correlaciones de Pearson para evaluar validez convergente. Para la Muestra 4, se realizaron t de Student para datos dependientes entre la última puntuación CFQ en línea base y seguimiento de 6 semanas, calculando también d de Cohen.

Resultados

Estructura factorial

El ajuste del modelo unifactorial fue adecuado en todas las muestras con buenos índices de bondad de ajuste. Muestra 1 (N = 762): χ² = 53.17, gl = 14, p < .01; RMSEA = .061, IC 90% [.044, .078]; CFI = .98; NNFI = .97. Muestra 2 (N = 724): χ² = 72.40, gl = 14, p < .01; RMSEA = .076, IC 90% [.059, .094]; CFI = .99; NNFI = .98. Muestra 3 (N = 277): χ² = 30.44, gl = 14, p < .01; RMSEA = .065, IC 90% [.033, .097]; CFI = .99; NNFI = .99. Para la muestra total (N = 1,763), los índices también fueron buenos: χ² = 135.56, gl = 14, p < .01; RMSEA = .070, IC 90% [.060, .081]; CFI = .98; NNFI = .98. Los saturaciones factoriales estandarizadas oscilaron entre .83 y 1.00, siendo todos los ítems sustancialmente relacionados con el factor latente de fusión cognitiva.

Invarianza de medida

La invarianza de medida fue examinada a través de modelos multigrupales. El modelo de línea base múltiple ajustó bien los datos con todos los índices de bondad de ajuste sugiriendo soluciones bien ajustadas. Cuando se colocaron restricciones de igualdad en las saturaciones factoriales, no hubo decremento significativo en bondad de ajuste, sugiriendo que las medidas eran invariantes entre muestras y género. Respecto a invarianza entre muestras, todos los criterios recomendados fueron cumplidos: el test χ² de diferencia no fue estadísticamente significativo (χ²(12) = 26.06, p > .01), las diferencias en RMSEA fueron menores que .01, y las diferencias en CFI y NNFI fueron mayores que -.01. Todos los criterios también fueron cumplidos respecto a invarianza de género (χ²(6) = 7.99, p > .01).

Consistencia interna y datos descriptivos

El alfa de Cronbach del CFQ varió de .89 (Muestra 1) a .93 (Muestras 2 y 3), con un alfa general de .93 (IC 95% [.92, .93]). Las correlaciones corregidas ítem-total oscilaron entre .67 y .72 en Muestra 1, .76 y .80 en Muestra 2, y .73 a .85 en Muestra 3. Los 7 ítems presentaban la siguiente descripción (con correlaciones ítem-total en muestra total entre paréntesis): (1) "Mis pensamientos me causan angustia o dolor emocional" (.76), (2) "Me quedo tan enganchado a mis pensamientos que no soy capaz de hacer las cosas que más quiero hacer" (.79), (3) "Analizo las situaciones demasiado, hasta el punto en que no me resulta útil" (.73), (4) "Lucho contra mis pensamientos" (.77), (5) "Me enfado conmigo mismo por tener determinados pensamientos" (.78), (6) "Tiendo a enredarme mucho en mis pensamientos" (.82), (7) "Me resulta muy difícil dejar pasar los pensamientos molestos incluso cuando sé que hacerlo me ayudaría" (.77).

Respecto a diferencias de género, en Muestra 1 los hombres (M = 19.90, DE = 8.21) tuvieron puntuaciones ligeramente inferiores a las mujeres (M = 21.49, DE = 8.94), con diferencia estadísticamente significativa (t = -2.46, p = .014). En Muestra 2, no se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre hombres (M = 25.05, DE = 10.30) y mujeres (M = 23.36, DE = 10.35; t = 1.86, p = .06). Similarmente, en Muestra 3 no se encontraron diferencias significativas por sexo (hombres: M = 30.43, DE = 11.87; mujeres: M = 32.20, DE = 10.24; t = -1.23, p = .22). La puntuación media de la muestra clínica (Muestra 3, M = 31.53, DE = 10.86) fue significativamente mayor que la de Muestra 1 (M = 20.87, DE = 8.70; t = -14.71, p < .001) y Muestra 2 (M = 23.80, DE = 10.36; t = -10.42, p < .001), proporcionando evidencia de validez de criterio.

Correlaciones con constructos relacionados

El CFQ mostró correlaciones con todos los constructos evaluados de maneras teóricamente coherentes. Específicamente, presentó correlaciones positivas significativas con inflexibilidad psicológica (AAQ-II): Muestra 1, r = .76; Muestra 2, r = .84; Muestra 3, r = .81 (todas p < .001). Las correlaciones con síntomas de depresión (DASS-21) fueron: Muestra 1, r = .57; Muestra 2, r = .70; Muestra 3, r = .66 (todas p < .001). Con síntomas de ansiedad (DASS-21): Muestra 1, r = .49; Muestra 2, r = .60; Muestra 3, r = .58 (todas p < .001). Con síntomas de estrés (DASS-21): Muestra 1, r = .53; Muestra 2, r = .63; Muestra 3, r = .68 (todas p < .001). Con actitudes disfuncionales (DAS-R): Muestra 1, r = .40 (p < .001).

El CFQ mostró correlaciones negativas significativas con conciencia atencional (MAAS): Muestra 1, r = -.34 (p < .001). Con satisfacción vital (SWLS): Muestra 1, r = -.36; Muestra 2, r = -.52; Muestra 3, r = -.53 (todas p < .001). Estos patrones de correlación respaldan la validez convergente y discriminante esperada del instrumento.

Sensibilidad al tratamiento

En la Muestra 4, la puntuación media en la última evaluación de línea base fue 30.27 (DE = 7.56), mientras que en seguimiento de 6 semanas fue 19.36 (DE = 7.63). La diferencia fue estadísticamente significativa con tamaño de efecto muy grande (t = 6.23, p < .001, d = 1.89), demostrando que el CFQ fue sensible a los efectos de la intervención ACT de una sesión orientada a interrumpir la preocupación y rumiación problemáticas.

Discusión y conclusiones

Los datos obtenidos demostraron que la versión en español del CFQ posee buenas propiedades psicométricas en Colombia. Específicamente, el CFQ mostró validez de constructo en la medida en que el análisis factorial confirmó la misma solución unifactorial encontrada en la escala original en inglés. Los criterios de invarianza de medida fueron completamente cumplidos entre muestras (undergraduate, población general en línea, y muestra clínica) y entre géneros. La consistencia interna del CFQ fue muy buena con un alfa general de .93, y mostró validez de criterio al discriminar entre muestras clínicas y no clínicas. El instrumento también evidenció validez convergente mediante las correlaciones positivas encontradas con inflexibilidad psicológica y síntomas emocionales, y correlaciones negativas con conciencia atencional y satisfacción vital. Finalmente, el CFQ fue sensible al efecto de una intervención ACT de una sesión en personas con preocupación y rumiación problemáticas.

Los autores reconocen algunas limitaciones. Primero, no se obtuvo información sistemática respecto a diagnósticos específicos en participantes clínicos, siendo categorizados en amplias categorías como trastornos emocionales y trastornos sexuales. Segundo, algunos de los instrumentos utilizados para explorar validez convergente y discriminante del CFQ carecían de validación formal en muestras colombianas (DASS-21 y SWLS), aunque sus consistencias internas fueron adecuadas y similares a las de los estudios de validación original. Tercero, el porcentaje de mujeres fue más alto en todas las muestras; sin embargo, los análisis estadísticos de invarianza confirmaron que el CFQ era invariante entre géneros. A pesar de estas limitaciones, los datos presentados demuestran la adecuación de la medición del CFQ en la población colombiana y contribuyen al cuerpo creciente de investigación que muestra la relevancia transcultural del concepto de fusión cognitiva.

Importancia y contribución

Este estudio contribuye significativamente a la validación transcultural de la teoría y medición de la fusión cognitiva dentro del marco de la Terapia de Aceptación y Compromiso. El CFQ ha demostrado ahora tener buenas propiedades psicométricas en múltiples idiomas (inglés, español, catalán, chino, francés, italiano, holandés, farsi, turco, polaco y griego) y contextos culturales, proporcionando sólida evidencia de que la fusión cognitiva es un constructo transculturalmente relevante relacionado con trastornos psicológicos e inflexibilidad conductual. Para investigadores y clínicos en Colombia y otros contextos hispanohablantes, este estudio valida el uso del CFQ como instrumento de medida de la fusión cognitiva, facilitando tanto la investigación sobre procesos básicos de ACT como la evaluación clínica en tratamientos orientados a la defusión.