Estructura factorial y propiedades psicométricas de la versión española de la "Escala de Actitudes Disfuncionales Revisada"

Referencia completa: Ruiz, F. J., Suárez-Falcón, J. C., Odriozola-González, P., Barbero-Rubio, A., López-López, J. C., Eisenbeck, N., Budziszewska, L., & Gil, E. (2015). Factor structure and psychometric properties of the Spanish version of the "Dysfunctional Attitude Scale-Revised". Behavioral Psychology / Psicología Conductual, 23(2), 287-303.

Tipo de estudio: Validación transcultural y estudio de estructura factorial

Contexto y objetivos

La Escala de Actitudes Disfuncionales (DAS) es una medida de 40 ítems de esquemas disfuncionales, un constructo clave del modelo cognitivo de la depresión según la terapia cognitiva. Estos esquemas disfuncionales se caracterizan por ser activados por eventos negativos relativamente estables y se mantienen hasta que un evento negativo los activa, produciendo pensamientos automáticos negativos que constituyen el núcleo cognitivo de la depresión. Aunque la DAS ha sido ampliamente aceptada, los análisis factoriales exploratorios previos produjeron resultados mixtos, con soluciones que varían entre dos y cuatro factores.

En un estudio holandés reciente, de Graaf et al. (2009) propusieron una versión revisada de la DAS (DAS-R) que retiene 17 ítems de los 40 originales, reorganizados en dos factores: Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento (11 ítems) y Dependencia (6 ítems). Este estudio innovador también sugirió la posibilidad de una estructura factorial jerárquica con un factor de orden superior. El objetivo actual fue analizar la estructura factorial y las propiedades psicométricas de la versión española de la DAS-R con tres muestras independientes (N total = 629), hipotizando que la versión española mostraría la misma solución bifactorial encontrada por de Graaf et al. (2009) y tendría propiedades psicométricas similares. Se hipotetizó además que la DAS-R presentaría una estructura factorial jerárquica con un constructo de orden superior reflejando esquemas disfuncionales en general, y dos factores de primer orden reflejando tipos específicos de esquemas disfuncionales.

Método

Participantes

El estudio utilizó tres muestras independientes con un total de 629 participantes:

Muestra 1: 210 estudiantes universitarios (rango de edad 18-45 años, M = 20.46, DE = 3.45) de una universidad del norte de España. El 64% estudiaba Psicología, el 15% Logopedia y el 21% Magisterio. El 84% eran mujeres. El 19% había recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico en algún momento, pero solo el 4% estaban actualmente en tratamiento. El 4% estaban tomando medicación psicótropa.

Muestra 2: 289 participantes (59.5% mujeres) con edad comprendida entre 22 y 69 años (M = 35.38, DE = 8.63). El nivel educativo fue: 7.3% educación primaria, 32.8% estudios de nivel medio y 59.9% graduados universitarios. Fueron reclutados a través de redes sociales y todos eran hablantes de español. El 36% reportó haber recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico en algún momento, aunque solo el 6.6% estaban actualmente en tratamiento. El 4.8% reportaron consumo de medicación psicótropa.

Muestra 3: 130 estudiantes universitarios (rango de edad 18-46 años, M = 22.58, DE = 5.09) de una universidad del sur de España. La mayoría (77%) estudiaba Psicología; el 23% restante estudiaba Magisterio, Derecho o Filología Inglesa. El 59% eran mujeres. El 19% reportó haber recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico, con solo el 3.8% actualmente en tratamiento. El 3.8% estaban tomando medicación psicótropa.

Instrumento(s) evaluado(s)

Escala de Actitudes Disfuncionales Revisada (DAS-R). La versión revisada de la DAS (de Graaf et al., 2009) consta de 17 ítems evaluados en una escala Likert de 7 puntos (7 = totalmente de acuerdo; 1 = totalmente en desacuerdo). Se propone que contiene dos factores correlacionados: Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento (11 ítems) y Dependencia (6 ítems). Los autores sugirieron la posibilidad de un factor de segundo orden, aunque esta posibilidad no fue analizada en el estudio original. Se utilizó la versión española de la DAS-R (Ruiz, Odriozola-González, & Suárez-Falcón, 2014).

Otros instrumentos de medida

Se utilizaron siete instrumentos adicionales para evaluar validez convergente, discriminante y criterial:

1. Cuestionario de Pensamientos Automáticos (ATQ-8) (Hollon & Kendall, 1980; versión española de Cano-García & Rodríguez-Franco, 2002). Medida de 8 ítems de la frecuencia de pensamientos automáticos negativos durante la semana anterior (escala Likert de 5 puntos). Se utilizó solo en la Muestra 1.

2. Inventario de Depresión de Beck-II (BDI-II) (Beck, Steer, & Brown, 1996; versión española de Sanz, Perdigón, & Vázquez, 2003). Medida de 21 ítems de síntomas depresivos durante las dos últimas semanas (escala 0-3). Se utilizó en las Muestras 1 y 3.

3. Escalas de Depresión, Ansiedad y Estrés-21 (DASS-21) (Antony, Bieling, Cox, Enns, & Swinson, 1998; versión española de Sanz, Perdígón, & Vázquez, 2003). Medida de 21 ítems en escala Likert de 4 puntos que proporciona puntuaciones en depresión, ansiedad y estrés. Se utilizó en la Muestra 2.

4. Cuestionario de Metacogniciones-30 (MCQ-30) (Wells & Cartwright-Hatton, 2004; versión española de Odriozola-González, 2011). Medida de 30 ítems en escala Likert de 4 puntos que mide creencias disfuncionales metacognitivas sobre preocupación, incontrolabilidad, peligro, confianza cognitiva y autoconciencia. Se utilizó en la Muestra 2.

5. Cuestionario de Aceptación y Acción-II (AAQ-II) (Bond et al., 2011; versión española de Ruiz, Langer, Luciano, Cangas, & Beltrán, 2013). Medida de 7 ítems en escala Likert de 7 puntos de inflexibilidad psicológica. Se utilizó en las tres muestras.

6. Cuestionario de Fiabilidad de Sentimientos y Pensamientos Ansiosos (BAFT) (Herzberg et al., 2012; versión española de Ruiz & Odriozola-González, 2014). Medida de 16 ítems en escala Likert de 7 puntos que mide fusión cognitiva con pensamientos y sentimientos ansiosos. Se utilizó en la Muestra 2.

Análisis de datos

Se realizó análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando LISREL versión 8.71 (Jöreskog & Sörbom, 1999) con método de estimación de máxima verosimilitud. Se examinaron dos modelos competentes: un modelo unifactorial y un modelo bifactorial con dos factores correlacionados (Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento y Dependencia). Posteriormente se analizó un modelo bifactorial de segundo orden en el que ambos factores de primer orden cargan en un factor general de esquemas disfuncionales.

Los índices de bondad de ajuste evaluados fueron: (a) raíz del error cuadrático medio de aproximación (RMSEA); (b) índice de ajuste comparativo (CFI); (c) índice de ajuste normado (NNFI); (d) índice de bondad de ajuste (GFI); y (e) índice de validación cruzada esperada (ECVI). Se utilizaron los criterios de Kelloway (1998): valores RMSEA de .10 o menos representan buen ajuste, con valores por debajo de .05 representando ajuste muy bueno. Para CFI, NNFI y GFI, valores superiores a .90 indican ajuste adecuado. El índice ECVI se computó para comparar la bondad de ajuste del modelo bifactorial versus el unifactorial.

Se realizó análisis factorial exploratorio secundario utilizando la transformación de Schmid-Leiman (Schmid & Leiman, 1957) para examinar las cargas factoriales de los ítems y la varianza extraída explicada por el factor general. Se calcularon coeficientes alfa de Cronbach con intervalos de confianza según Duhacheck e Iacobbucci (2004) para evaluar consistencia interna. Se examinó fiabilidad temporal en una submuestra de 106 participantes de la Muestra 2 evaluados nuevamente después de 9 meses. Se calcularon correlaciones de orden cero entre la DAS-R y otras escalas para evaluar validez convergente y discriminante. Las comparaciones entre grupos se realizaron usando la prueba t de Student.

Resultados

Estructura factorial

El análisis factorial confirmatorio comparó el modelo unifactorial y bifactorial. El modelo unifactorial obtuvo ajuste aceptable pero inferior al modelo bifactorial. La diferencia de chi-cuadrado entre los dos modelos competentes fue 370.38 (gl = 1, p < .05), indicando que el modelo bifactorial mostraba mejor ajuste a los datos.

Tabla 1 presenta los índices de bondad de ajuste:

Para el modelo bifactorial: RMSEA = .053 [IC 90% .046, .060], CFI = .99, NNFI = .99, GFI = .89, ECVI = .63 [IC 90% .55, .72], χ² (gl) = 323.46 (118).

Para el modelo unifactorial: RMSEA = .081 [IC 90% .074, .087], CFI = .97, NNFI = .97, GFI = .82, ECVI = 1.07 [IC 90% .95, 1.20], χ² (gl) = 603.79 (119).

Ambos factores en el modelo bifactorial mostraban correlación fuerte (r = .78). La Tabla 2 presenta los 17 ítems de la DAS-R y sus cargas factoriales en solución completamente estandarizada. Las cargas oscilaban entre .53 (Ítem 6: "Si no puedo hacer bien una cosa, es mejor no hacerla") y .83 (Ítem 4: "Si no hago las cosas tan bien como los demás, eso significa que soy una persona inferior").

Se realizó análisis factorial confirmatorio adicional para probar la presencia de un factor de segundo orden. Los índices de bondad de ajuste para el modelo bifactorial con un factor general se presentan en la Tabla 3:

RMSEA = .045 [IC 90% .038, .052], CFI = .99, NNFI = .99, GFI = .99, ECVI = .54 [IC 90% .47, .62], χ² (gl) = 265.93 (117).

Según la transformación de Schmid-Leiman, todos los ítems de la DAS-R mostraban cargas en el factor general porque presentaban cargas superiores a .30. El rango de cargas factoriales oscilaba entre .43 (Ítem 6) y .80 (Ítem 9). El factor general explicaba el 65.4% de la varianza extraída. Este porcentaje está claramente por encima del rango considerado indicativo de la presencia de un factor general (40%-50%; Gorsuch, 1983).

Además, la estructura factorial jerárquica presentó ajuste muy bueno y equivalente para las muestras que completaron la DAS-R en papel (Muestras 1 y 3): RMSEA = .041, CFI = .99, NNFI = .99, GFI = .99, ECVI = .85; Sattora-Bentler χ²(117) = 173.34, y la muestra que respondió mediante internet (Muestra 2): RMSEA = .041; CFI = .99, NNFI = .99, GFI = .99; ECVI = .76; Sattora-Bentler χ²(117) = 184.26. Las cargas factoriales también mostraron el mismo patrón y fueron básicamente las mismas que en la muestra total.

Consistencia interna, datos descriptivos y validez criterial

La Tabla 4 presenta los coeficientes alfa de Cronbach y datos descriptivos de la DAS-R. El alfa de Cronbach de la puntuación total de la DAS-R osciló entre .87 (Muestra 1) y .91 (Muestra 2), con un alfa general de .90 [IC 95% .89, .91]. Con respecto a los dos factores de la DAS-R, la evaluación Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento mostró alfa entre .85 (Muestra 1) y .89 (Muestra 2), con un alfa general de .87 [IC 95% .86, .83]. La Dependencia mostró alfa entre .76 (Muestra 1) y .82 (Muestra 2), con un alfa general de .81 [IC 95% .78, .83].

Se corrigieron las correlaciones elemento-total de la DAS-R para examinar consistencia interna. Respecto a los dos factores, la evaluación Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento mostró correlación elemento-total entre .47 y .72, mientras que en Dependencia oscilaban entre .45 y .63.

La Tabla 5 presenta puntuaciones medias de la DAS-R para participantes por encima y por debajo de los puntos de corte en el BDI-II y DASS-21 o quienes recibían tratamiento psicológico/psiquiátrico. Los participantes con puntuaciones por encima de los puntos de corte en el BDI-II y DASS-21 obtuvieron puntuaciones significativamente más altas en la DAS-R y sus subescalas que aquellos por debajo. Además, los participantes que recibían tratamiento psicológico/psiquiátrico en la Muestra 1, pero no en la Muestra 2, mostraron puntuaciones más altas en la DAS-R que aquellos sin tratamiento.

Estabilidad temporal y correlaciones de orden cero con otros constructos relacionados

La estabilidad temporal de la DAS-R durante 9 meses en una submuestra de la Muestra 2 (N = 106) fue adecuada (r = .72). La puntuación general de la DAS-R mostró correlación muy fuerte con la DAS completa (r = .95) en la Muestra 1. Las correlaciones de la DAS-R fueron comparables a las de la DAS completa en la Muestra 1.

La DAS-R mostró correlaciones con todos los constructos evaluados de formas teóricamente coherentes. Específicamente, la DAS-R mostró correlaciones positivas con pensamientos automáticos negativos, síntomas depresivos, síntomas de ansiedad, fusión cognitiva e inflexibilidad psicológica. La Tabla 6 presenta las correlaciones de orden cero completas. Resumiendo brevemente los patrones principales:

• Correlaciones con el ATQ (Muestra 1): DAS-R Total r = .54**
• Correlaciones con el BDI-II (Muestras 1 y 3): DAS-R Total r = .44** a .35**
• Correlaciones con DASS-21 (Muestra 2): correlaciones con depresión r = .47**, ansiedad r = .38**, estrés r = .45**
• Correlaciones con MCQ-30 (Muestra 2): creencias metacognitivas positivas r = .39**, creencias negativas r = .39**, necesidad de control r = .35**
• Correlaciones con AAQ-II (muestras 1-3): DAS-R Total r = .55** a .57**
• Correlaciones con BAFT (Muestra 2): DAS-R Total r = .49**

Discusión y conclusiones

Los datos obtenidos proporcionan evidencia prometedora de que la versión española de la DAS-R es una medida válida y confiable de esquemas disfuncionales. En general, los datos actuales son muy similares a los obtenidos por de Graaf et al. (2009). Específicamente, la DAS-R mostró excelente consistencia interna general (α = .90) con buenos coeficientes alfa para sus factores (Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento: α = .87; Dependencia: α = .81). La validez constructo convergente de la DAS-R fue examinada analizando sus correlaciones con constructos relacionados como pensamientos automáticos negativos, síntomas depresivos y de ansiedad, creencias metacognitivas, inflexibilidad psicológica y fusión cognitiva. Todas las correlaciones encontradas fueron en las direcciones esperadas. La DAS-R también presentó validez discriminante al mostrar correlaciones diferenciadas con síntomas emocionales leves versus clínicos (es decir, participantes con puntuaciones por encima del punto de corte en el BDI-II y DASS-21 obtuvieron puntuaciones significativamente más altas en la DAS-R y sus subescalas que aquellos que puntuaban por debajo).

Los análisis factoriales realizados en este estudio merecen atención detallada. El análisis factorial confirmatorio reveló que el modelo bifactorial de la DAS-R obtuvo mejor ajuste a los datos que el modelo alternativo unifactorial. Igualmente, todos los ítems mostraron cargas factoriales en los factores esperados de acuerdo con el estudio de de Graaf et al. (2009). Sin embargo, como se esperaba, un modelo que consistía en una estructura jerárquica con un factor general y los dos primeros factores de orden obtuvo el mejor ajuste a los datos. Este resultado fue estadísticamente significativamente mejor que el ajuste del modelo bifactorial sin factor de segundo orden. Finalmente, se encontraron índices similares de la estructura factorial para las muestras en papel y en internet, demostrando equivalencia en la administración de la DAS-R de ambas formas.

La estructura factorial jerárquica encontrada en este estudio tiene varias implicaciones relevantes. Por una parte, la presencia de un factor general proporciona justificación teórica para usar la puntuación total de la DAS-R. Esta puntuación proporciona una medida general de esquemas disfuncionales, no solo la agregación de los dos tipos de esquemas disfuncionales identificados. Por otra parte, en algunos contextos, puede ser más aconsejable analizar las puntuaciones en factores de primer orden (Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento y Dependencia). Como se discutió previamente, esto ofrece un avance en el estudio de depresión según el modelo cognitivo de la terapia cognitiva. Una limitación del estudio de de Graaf et al. es que la validación de la DAS-R fue realizada solo con una versión holandesa de la DAS. Por lo tanto, replicación de la estructura factorial DAS-R y propiedades psicométricas en otros idiomas y culturas es necesaria.

En conclusión, la versión española de la DAS-R parece ser una medida confiable y válida de esquemas disfuncionales, que consiste en una estructura factorial jerárquica con un factor general y dos factores de primer orden. Debido a la clara estructura factorial de la DAS-R, su uso se debería recomendar en lugar de la escala DAS completa. La DAS-R proporciona al investigador y clínico la posibilidad de investigar tipos específicos de esquemas disfuncionales de manera confiable y proporciona una razón teóricamente justificada para el uso de la puntuación total como medida general del pensamiento disfuncional. Investigación futura, sin embargo, debería ser conducida para confirmar las propiedades psicométricas y estructura factorial jerárquica de la DAS-R en otros idiomas.

Importancia y contribución

Este estudio proporciona la primera validación exhaustiva de la Escala de Actitudes Disfuncionales Revisada en la población hispanohablante, demostrando que la versión española retiene la estructura factorial jerárquica y propiedades psicométricas similares a las de la versión holandesa original. Al establecer que la DAS-R es una medida válida y confiable de esquemas disfuncionales en población española, con una estructura clara que permite análisis tanto del factor general como de factores específicos (Perfeccionismo/Evaluación del rendimiento y Dependencia), este estudio contribuye significativamente a la disponibilidad de instrumentos de medición del constructo clave de esquemas disfuncionales en el modelo cognitivo de la depresión. La validación con múltiples muestras y métodos de administración, junto con evidencia de validez convergente y discriminante, establece a la DAS-R como una herramienta psicométrica confiable para investigación y evaluación clínica en contextos hispanohablantes.

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