ARTÍCULOS

 

Adaptación al castellano de la Escala de Dificultades en la Regulación Emocional

The spanish version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale

 

 

Gonzalo Hervás¹

Rafael Jódar²

¹Universidad Complutense de Madrid. ghvervas@psi.ucm.es

²Universidad Pontificia de Comillas

 

 

RESUMEN

En este trabajo se presenta la adaptación al castellano de la Escala de Dificultades en la Regulación Emocional (DERS, Difficulties in Emotion Regulation Scale, Gratz y Roemer, 2004). Esta escala evalúa diferentes aspectos del proceso de la regulación emocional en los que pueden existir dificultades: Descontrol emocional, Interferencia cotidiana, Desatención emocional, Confusión emocional y Rechazo emocional. Para la validación del instrumento se realizó un estudio transversal (N=254) y otro longitudinal (N=60). En cuanto a la escala adaptada, el análisis factorial detectó cinco factores interpretables, uno menos que la escala original. También se presentaron datos acerca de la consistencia interna, de fiabilidad test-retest, de validez convergente y de validez incremental. En conjunto, los resultados muestran evidencia de las buenas propiedades psicométricas de la versión española de la escala DERS.

ABSTRACT

The Spanish version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS, Gratz y Roemer, 2004) is presented. This scale assesses different features of the emotion regulation process that may have several difficulties associated, including emotional lack of control, life interference, lack of emotional attention, emotional confusion, and emotional rejection. In order to validate the instrument we conducted two studies, a cross-sectional one (N=254) and a longitudinal one (N=60). As for the adapted version of the scale, factor analysis yielded five interpretable factors -one less than the original version. Furthermore, data about internal consistency, test-retest reliability, convergent validity and incremental validity are reported. All in all, results show evidence of sound psychometric properties of the Spanish version of the DERS.

Palabras clave

Regulación emocional, Escala, Medida, Estudio psicométrico.

Key words

Emotion regulation, Scale, Measure, Psychometric analysis.

 

 

Introducción

La regulación emocional comprende aquellos “procesos externos e internos responsables de monitorizar, evaluar y modificar nuestras reacciones emocionales para cumplir nuestras metas” (Thompson 1994, p. 27-28). Estos procesos, no sólo nos permiten volver a nuestro estado de ánimo previo con mayor o menor celeridad, sino que además, parecen estar involucrados en la aparición y mantenimiento de diferentes problemas físicos y psicológicos (Hervás y Vázquez, 2006). Recientemente, se han comenzado a estudiar sistemáticamente la presencia de déficits de regulación emocional en diversos trastornos psicológicos: abuso de alcohol (McNally, Palfai, Levine y Moore, 2003), trastorno depresivo (Rude y McCarthy, 2003), trastorno de pánico (Feldner, Zvolensky, Eifert, y Spira, 2003), trastorno de estrés postraumático (Chapman, Gratz y Brown, 2006), y trastorno de ansiedad generalizada (Mennin, Heimberg, Turk y Fresco, 2005). El trastorno que parece estar más claramente asociado a las dificultades para regular las emociones es el trastorno límite de personalidad. Las personas diagnosticadas con este trastorno presentan una baja claridad y consciencia de lo que están sintiendo, un miedo general a las emociones y parecen emplear estrategias evitativas de regulación emocional (Gratz, Rosenthal, Tull, Lejuez y Gunderson, 2006).

Dado el relevante papel que la regulación emocional desempeña en diversos trastornos es crucial disponer de instrumentos psicométricos que permitan cuantificarla. El objetivo del presente trabajo es estudiar la fiabilidad y validez de la adaptación española de uno de los más recientes instrumentos propuestos para medir los procesos involucrados en la regulación afectiva: la Escala de Dificultades en la Regulación Emocional (DERS, Difficulties in Emotion Regulation Scale; Gratz y Roemer, 2004).

Aunque existen otras escalas disponibles sobre los procesos involucrados en la regulación emocional, como por ejemplo el TMMS (Trait Meta-Mood Scale; Salovey Mayer, Goldman, Turvey, y Palfai, 1995), o el NMR (Negative Mood Regulation, Catanzaro y Mearns, 1990), no existe ninguna escala que evalúe un abanico amplio de procesos (Gratz y Roemer, 2004). En este sentido, la escala DERS permite medir diferentes aspectos de la regulación desadaptativa, aspectos considerados clínicamente relevantes (Gratz y Roemer, 2004), y que al mismo tiempo abarcan las dificultades funcionales y déficits más importantes que pueden presentarse en el transcurso del procesamiento emocional de un suceso.

En cuanto a las evidencias de fiabilidad y validez, la escala DERS original demostró tener una alta consistencia interna (a=.93), una buena fiabilidad test-retest en un periodo de 4 a 8 semanas ( ?=.88, p<.01) y una adecuada validez predictiva y de criterio (Gratz y Roemer, 2004). El análisis factorial reveló una estructura en la escala original de 6 factores: Dificultades en el control de impulsos (6 items), Acceso limitado a estrategias de regulación (8 items), Falta de aceptación emocional (6 items), Interferencia en conductas dirigidas a metas (5 items), Falta de conciencia emocional (6 items) y Falta de claridad emocional (5 items).

En cuanto a la relación de estas subescalas con variables de interés clínico, se han hallado asociaciones entre las puntuaciones en la subescala Falta de aceptación emocional del DERS y una medida experimental de intolerancia al malestar, en pacientes con trastorno límite de la personalidad (Gratz et al., 2006). El ámbito donde más se ha empleado la escala DERS es en el de las conductas autolesivas, un tipo de comportamiento que parece estar asociado a determinados déficit en la regulación emocional (Gratz, 2003). En esta línea, se han hallado asociaciones entre la presencia de dichas conductas y elevadas puntuaciones en la escala DERS, especialmente en la subescala “Falta de aceptación emocional” (Chapman et al., 2006; Gratz y Roemer, 2004).

Desde una perspectiva más general, diversas investigaciones que emplean otros cuestionarios de regulación emocional distintos del DERS, pero similares a algunas de las subescalas que el DERS contempla, muestran interesantes asociaciones entre variables relevantes desde el punto de vista clínico (sintomatología depresiva, la sintomatología ansiosa o la autoestima) y diferentes aspectos de la regulación emocional.

Por ejemplo, la investigación previa ha mostrado que las personas con mayores niveles de sintomatología depresiva tienden a tener una mayor atención a las emociones y una menor claridad al experimentarlas (e.g., Rude y McCarthy, 2003). La subescala de Reparación del TMMS también se ha encontrado asociada a mayores niveles de sintomatología depresiva (Fernández- Berrocal, Extremera y Ramos, 2003). Por último, se ha observado también una asociación positiva elevada entre depresión y falta de aceptación emocional (Barraca, 2004), aspecto también recogido por una de las subescalas del DERS.

Algunos estudios han encontrado también una asociación entre sintomatología ansiosa y las dimensiones del TMMS, Atención, Claridad y Reparación emocional. En un estudio realizado por Mennin et al. (2005), se observaron asociaciones negativas significativas entre la sintomatología ansiosa, por una parte, y la claridad emocional y la reparación emocional, por otra. Sin embargo, la asociación entre los niveles de ansiedad y la atención emocional fue no significativa.

Finalmente, a través de investigaciones de muy diverso tipo, se ha demostrado que una baja autoestima está asociada a importantes déficit de regulación afectiva (ver revisión en Hervás y Vázquez, 2006).

Por todo lo anterior, la escala DERS parece ser un instrumento de gran interés tanto en el campo de investigación clínica como en el ámbito aplicado. En este trabajo se presentará la adaptación española de la Escala de Dificultades en la Regulación Emocional (DERS, Gratz y Roemer, 2004). A partir de dos muestras independientes, se presentarán evidencias de fiabilidad evaluando concretamente la consistencia interna y la estabilidad temporal. Además, se analizará la validez factorial comparando la estructura factorial resultante con la obtenida por los autores originales de la escala. Mostraremos también datos relativos a la validez convergente de la escala y se comprobará además que el patrón de relaciones con otras variables de interés es similar al obtenido en la investigación previa. Por último, se evaluará la validez incremental de la escala ya que, aunque no se suele plantear como un requisito imprescindible (AERA, APA y NCME, 1999), sí es considerado un aspecto muy recomendable, sobre todo en los casos de creación o adaptación de medidas para un campo en el que ya existen otros instrumentos (Hunsley y Meyer, 2003).

 

Método

Participantes

La muestra principal estaba compuesta por un total de 254 participantes (58% de mujeres: 143) de la población general. La muestra fue reclutada a través de un método de bola de nieve. La media de edad de la muestra total fue de 38,9 años (18-76 años). En el subgrupo de hombres la media de edad fue de 38.8 años (18-65), mientras que en el caso de las mujeres la media de edad fue de 38.9 años (18-76) En cuanto al estado civil, el 47.2% de los participantes refirió estar casado, el 37.8% soltero, el 2.0% viudo, el 5.2% separado o divorciado y el 6.8% dijo estar conviviendo con su pareja. En cuanto al nivel de estudios, el 13.8% tenía estudios de primaria, el 16.9% estudios de secundaria, el 34.7% completaron bachillerato o similar, el 10.9% había completado una licenciatura de grado medio o similar y el 23.4% una licenciatura de grado superior o similar.

De forma adicional, para evaluar la fiabilidad test-retest, se obtuvieron datos de una muestra independiente. Para esta segunda muestra se evaluaron 60 participantes en un primer momento, de los cuales 47 (71%) completaron el DERS en una segunda ocasión tras un intervalo de 6 meses. Los participantes presentaban una edad media de 21,6 años (18-50) y 39 de ellas eran mujeres (83%).

Materiales

– Escala de Dificultades en la Regulación Emocional (DERS; Gratz y Roemer, 2004). Evalúa diferentes aspectos de la desregulación emocional a través de 36 items con una escala Likert de 5 puntos (de “Casi nunca/0-10% de las veces” a “Casi siempre/90- 100% de las veces”). Esta escala fue traducida por el primer firmante y supervisada por una persona bilingüe experta en adaptación de escalas psicológicas. A continuación, una psicóloga norteamericana afincada en España desde hace 10 años realizó una traducción inversa comprobándose que todos los items habían sido correctamente traducidos. En el Anexo 1 se pueden consultar los items de esta escala, y en el apartado de resultados se comentarán detalladamente sus propiedades psicométricas.

– Inventario de Depresión de Beck-II (BDI-II, Beck, Steer y Brown, 1996). Evalúa sintomatología depresiva actual. Consta de 21 items y cada uno de los cuales contiene 4 afirmaciones ordenadas según un contenido depresivo creciente. La adaptación española muestra buenas propiedades psicométricas como una buena consistencia interna (a=.89) y una buena validez factorial y de contenido (e.g. Sanz, Navarro, y Vázquez, 2003). En esta muestra la consistencia interna fue muy buena (a=.90).

– Escala de Respuestas Rumiativas (Ruminative Responses Scale; RRS, Nolen-Hoeksema y Morrow, 1991). Se usó la versión española de esta escala (Hervás, en prensa). La escala RRS consta de 22 items con una escala Likert de 5 puntos desde “Totalmente en desacuerdo” hasta “Totalmente de acuerdo”. Ha mostrado una buena consistencia interna (a=.89) y adecuada fiabilidad testretest (.80 en 5 meses, .62 en un año). En esta muestra la consistencia interna fue muy buena (a=.93).

– Neuroticismo y Extraversión (EPQ-R; Eysenck Personality Questionnaire- Revised; Eysenck y Eysenck, 1997). Esta escala es de amplio uso y tiene excelentes propiedades psicométricas. En cuanto a su fiabilidad, la correlación testretest es de .95 a los 3 meses. En este estudio, la consistencia interna fue buena tanto para la subescala de neuroticismo (a=.79), como para la de extraversión (a=.84).

– Escala de Meta-Estados de Ánimo (TMMS; Trait Meta-Mood Scale, Salovey et al., 1995). Se usó la escala adaptada y reducida por Fernández-Berrocal, Extremera y Ramos (2004). La medida está compuesta de tres subescalas: atención emocional, claridad emocional y reparación emocional. Ha mostrado tener una buena fiabilidad y validez en diferentes investigaciones con muestra española (Fernández- Berrocal et al., 2004). En esta muestra la consistencia interna fue variable (Atención; a=.89; Claridad, a=.69; Reparación, a=.57).

– Cuestionario de Autoestima de Rosenberg (RSQ; Rosenberg, 1965). Este cuestionario tiene por objetivo evaluar el sentimiento de satisfacción que una persona tiene sobre sí misma. Consta de 10 items que puntúan de 1 a 4 en una escala tipo Likert. La fiabilidad test-retest es de r = .85 y el coeficiente alpha de consistencia interna es muy alto (a=.92; Fernández-Montalvo y Echeburúa, 1997). La validez convergente y discriminante son asimismo satisfactorias (ver Zubizarreta, et al., 1994). En esta muestra la consistencia interna fue buena (a=.86).

– Inventario de Ansiedad de Beck (BAI, Beck, Brown, Epstein y Steer, 1988). Este inventario evalúa la intensidad de los síntomas ansiosos. Es un inventario de 21 items en donde se debe señalar en una escala de 0-3 el grado de molestia que cada síntoma de ansiedad está generando al individuo. Es una de las escalas más usadas para evaluar ansiedad y sus propiedades psicométricas son muy buenas (Sanz y Navarro, 2003). En esta muestra la consistencia interna fue buena (a=.89).

Procedimiento

Todos los participantes eran familiares o personas cercanas a los alumnos de la asignatura de Psicología de la Personalidad (UCM) que participaron en una práctica voluntaria de investigación. A dichos alumnos se les explicó el método de bola de nieve y se les dio la instrucción de buscar 5 participantes de diferentes edades, uno por cada una de las horquillas siguientes, 18-20, 21-34, 35-50, 51-65, 65 en adelante. Los participantes elegidos debían rellenar los cuestionarios en una única sesión sin descansos, y a continuación cerrar y sellar el sobre en el que estaba contenido el paquete de cuestionarios con objeto de garantizar la confidencialidad de los datos. Los alumnos entregaban los sobres cerrados en un periodo de 15 días a partir de dicha explicación.

 

Resultados

Validez factorial

Se realizó un análisis factorial con rotación oblicua Promax, ya que se esperaba que los factores estuvieran correlacionados y por ser la rotación utilizada por los autores de la escala (Gratz y Roemer, 2004). En un primer momento no se limitó el número de factores para observar cuantos factores emergían con la condición habitual de que los autovalores fueran mayores a 1. Se obtuvo una solución de 7 factores que explicaban el 63.1% de la varianza total pero de difícil interpretación y con diversos items saturando en varios factores. En consecuencia, a continuación se intentó replicar la estructura de 6 factores encontrada por los autores de la escala (Gratz y Roemer, 2004). En este caso, los factores encontrados no se correspondían exactamente con los hallados en dicho estudio original. Se produjo un cierto solapamiento en los items procedentes de las escalas originales de “Dificultades en el control de impulsos” y de “Acceso limitado a estrategias de regulación”. A continuación, se eliminaron los items que saturaban en más de un factor, aquellos que saturaban en un factor distinto al original y los que no saturaban en ningún factor con una magnitud mayor a .40. Se repitió el análisis factorial y se obtuvo una solución de 5 factores coherente e interpretable que se puede observar en la tabla 1. Estos 5 factores explicaron el 63.5% de la varianza. El valor del índice Kaiser-Meyer-Olkin de adecuación de la muestra fue de .92.

Tabla 1. Resultados del análisis factorial con rotación Promax
(sólo se muestran saturaciones mayores a .40)

Atendiendo al contenido observamos que se fusionaron dos dimensiones: “Dificultades en el control de impulsos” y “Acceso limitado a estrategias de regulación”. Dado que el contenido de estas dos dimensiones es más similar entre sí que comparadas con el resto de dimensiones (i.e. “Falta de aceptación”, “Falta de conciencia emocional”, etc.), se podría hipotetizar que ésa es precisamente la razón de que el análisis factorial no logre discriminarlos. Para descartar esta posibilidad se llevó a cabo un análisis factorial únicamente de los items de esas dos dimensiones excluyendo el resto. Sin embargo, los resultados mostraron de nuevo que esas dos dimensiones teóricas se correspondían con un único factor. Por tanto, al menos con la redacción actual de los items, los datos muestran que es más conveniente agrupar esas dos dimensiones en una única subescala.

Por tanto, el número total de items utilizados en la versión final adaptada fueron 28. El primer factor, al que hemos denominado “Descontrol emocional”, incluye items provenientes, como decimos, de dos escalas de la versión original: “Dificultad en el control de impulsos” y “Acceso limitado a estrategias de regulación”. El resto de factores se corresponden con las restantes subescalas de la versión original, aunque se han modificado ligeramente las etiquetas con respecto a las originales por razones de simplificación y adaptación al castellano: “Rechazo emocional”, “Interferencia cotidiana”, “Desatención emocional”, “Confusión emocional” (ver tabla 2).

Tabla 2. Comparación de la estructura original, y de
la versión propuesta en cuanto a consistencia interna
de la escala global y subescalas. Los resultados son
ambos procedentes de la muestra española. El número
de ítems aparece entre paréntesis

Evidencias de fiabilidad

a) Consistencia interna

Las correlaciones ítem-total oscilaron entre .11 y .75, con una media de .54. La baja correlación de algunos items con el total de la escala es algo esperable dada la heterogeneidad de las subescalas incluidas. Si calculamos las correlaciones ítemtotal para cada una de las subescalas, los resultados mejoran considerablemente. Para la subescala de Descontrol: oscilan entre .82 y .62, con una media de .76. Para la subescala de Rechazo: oscilan entre .82 y .73 con una media de .78. Para la subescala de Interferencia: oscilan entre .87 y .82 con una media de .85. Para la subescala de Desatención: oscilan entre .80 y .64 con una media de .74. Para la subescala de Confusión: oscilan entre .84 y .66 con una media de .77.

Se calcularon los coeficientes a de Cronbach para analizar la consistencia interna de la nueva versión adaptada con la nueva estructura factorial, los cuales se pueden consultar en la tabla 2. Como se puede observar en dicha tabla, la nueva estructura factorial y distribución de items muestra unos índices de consistencia mayores con respecto a la distribución original de items.

Las correlaciones entre subescalas oscilan entre .08 y .68 como se puede observar en la tabla 3. Las correlaciones más bajas estuvieron asociados siempre a la variable Desatención.

Tabla 3. Tabla de correlaciones entre las puntuaciones de la escala global
y las diferentes subescalas del DERS. *= <.05; **= p<.01; ***= p<.001

b) Fiabilidad test-retest

Para evaluar este aspecto de la fiabilidad se empleó una muestra independiente que fue evaluada dos veces con un intervalo de 6 meses, como ya ha sido comentado en la sección dedicada a la descripción de la muestra.

Con el fin de hallar la fiabilidad test-retest se calcularon los coeficientes de correlación intraclase con respecto a ambas administraciones. Los resultados muestran que la fiabilidad test-retest fue elevada para la escala global ( ρ_I =.74, p<.001).

Cuando se evaluó la fiabilidad test-retest por subescalas se observó que ésta fue buena para tres de ellas -Rechazo (.72, p<.001), Interferencia (.69, p<.001), Confusión (.71, p<.001)-, y algo más baja para otras dos: Descontrol (.46, p<.001) y Desatención (.49, p<.001).

Diferencias en función del sexo o edad

Se realizaron contrastes de t de student para comparar las puntuaciones de cada una de las subescalas en función del sexo de los participantes. No se encontraron diferencias significativas en cuanto a las puntuaciones de hombres y mujeres en ninguna de las subescalas del DERS (ver tabla 4). Se comprobó que se cumplían las condiciones de homocedasticidad en todos los casos. Como algunas de las variables no cumplían el criterio de normalidad, verificamos que realizando un contraste no paramétrico se obtenían los mismos resultados.

Tabla 4. Medias y desviaciones típicas (entre paréntesis)
de la escala global y de las subescalas del DERS (N = 254)

Para calcular las diferencias en edad se compararon tres grupos de edad (18-35, N=111; 36-50, N= 86; 51-76, N=52) en relación a las puntuaciones de la escala global y de cada una de las subescalas. Sólo se encontraron diferencias significativas en la subescala de Desatención (F(2,246)=4.26; p<.05) y las comparaciones post-hoc mostraron que el grupo de edad intermedia mostró una mayor desatención hacia las emociones que las personas más jóvenes (pp<.01). Por las mismas razones que en el caso anterior, se comprobó que realizando un contraste no paramétrico se obtenían los mismos resultados.

Validez convergente y relación con otras variables

A continuación, se exploraron las relaciones con diversas variables que, o bien por referirse a constructos similares, o bien por las asociaciones encontradas con dichas variables en la investigación previa, se esperaba tuvieran una relación significativa con la escala DERS o con alguna de sus subescalas.

Tabla 5. Tabla de correlaciones entre las diferentes subescalas
del DERS (y la escala global) y otras variables de interés.
*= p<.05; **= p<.01; ***= p<.001

a) Variables de regulación emocional

En primer lugar se comprobó la asociación entre las variables del TMMS (atención, claridad y reparación emocional), con aquellas de contenido similar del DERS (desatención, confusión y descontrol). Los resultados fueron los esperados ya que Atención-TMMS correlacionó de forma negativa con Desatención- DERS (r=-.50; p<.001), Claridad- TMMS correlacionó de forma también negativa con Confusión- DERS (r=-.48; p<.001), y Reparación- TMMS mostró una asociación negativa con Descontrol-DERS (r=-.22; p<.001).

b) Estado de ánimo depresivo

Para comprobar la adecuación de la adaptación del DERS al patrón de asociaciones con el nivel de sintomatología depresiva ya comentado se realizaron diversas correlaciones encontrándose que la variable de síntomas depresivos correlacionaba positivamente con Desatención (r=.26; p<.001), con Confusión (r=.53; p<.001), y con Rechazo (r=.57; p<.001) tal y como se esperaba. Las dificultades en la regulación emocional evaluadas con la escala global correlacionaron también positivamente con el nivel de sintomatología depresiva (r=.69; p<.001).

c) Sintomatología ansiosa

En el estudio realizado por Mennin y cols (2005) anteriormente comentado se observaron asociaciones negativas con Claridad (r=-.56; p<.001), y con Reparación emocional (r=-.57; p<.001) y se observó una asociación no significativa entre los niveles de ansiedad y Atención (r=.14; ns.). Con la muestra de este estudio y usando la versión adaptada de la escala DERS propuesta se obtuvieron resultados similares: asociaciones positivas con Confusión (r=.40; p<.001) y Descontrol (r=.53; p<.001), y una asociación positiva aunque muy débil entre ansiedad y desatención emocional (r=.13; p<.05). Las dificultades en la regulación emocional evaluadas con la escala global correlacionaron también positivamente con el nivel de sintomatología ansiosa (r=.55; p<.001).

d) Autoestima

En este caso los resultados han mostrado una elevada asociación entre todas las subescalas del DERS y la autoestima. En concreto, la autoestima correlacionó de forma negativa con la escala global (r=-.66; p<.001), con Descontrol (r=-.56; p<.001), con Rechazo (r=-.58; p<.001), con Interferencia (r=-.39; p<.001), con Desatención (r=-.26; p<.001), y con Confusión (r=-.52; p<.001).

Validez incremental

A continuación se realizaron diversos análisis de regresión múltiple jerárquica para comprobar la validez incremental de esta escala. En concreto, se evaluó la capacidad de la escala DERS para predecir diversas variables criterio frente a las variables de personalidad más importantes –Neuroticismo y Extraversión– en una primer momento, y frente al clásico conjunto de variables emocionales que evalúa el TMMS -Atención, Claridad y Reparación- en un segundo momento.

En primer lugar, se introdujo como variable criterio la sintomatología depresiva. Neuroticismo y Extraversión fueron introducidas en el primer paso de la ecuación de regresión mostrando una significativa capacidad predictiva (ΔR²=.38; p<.001). En el segundo paso se introdujeron las 5 variables del DERS y la capacidad predictiva del modelo aumentó de forma significativa (ΔR²=.16; p<.001). Todas las subescalas del DERS fueron predictores significativos (Descontrol, ß=.20, p<.01; Rechazo, ß=.13, p<.05; Desatención, ß=.14, p<.01; Claridad, ß=.13, p<.05) excepto Interferencia que obtuvo un significación marginal ( ß=.10, p<.07).

De nuevo con sintomatología depresiva como criterio, las variables del TMMS fueron incluidas en el primer paso (ΔR²=.24; p<.001). En el segundo paso se introdujeron las 5 variables del DERS y la capacidad predictiva del modelo aumentó de forma significativa (ΔR²=.27; p<.001). Todas las subescalas del DERS fueron predictores significativos (Descontrol, ß=.25, p<.001; Rechazo, ?=.19, p<.001; Desatención, ß=.13, p<.05; Claridad, ß=.17, p<.01) excepto Interferencia que mostró de nuevo una capacidad predictiva marginalmente significativa ( ß=.10, p <.07).

Se repitieron los análisis esta vez con la sintomatología ansiosa como variable criterio. En el primer paso de la ecuación de regresión se introdujeron las variables de personalidad Neuroticismo y Extraversión las cuales mostraron una significativa capacidad predictiva (ΔR²=.26; p<.001). En el segundo paso se introdujeron las 5 variables del DERS y la capacidad predictiva del modelo aumentó de forma significativa (ΔR²=.11 ; p<.001). En este caso, la subescala de Descontrol fue el único predictor significativo ( ß=.27, p<.001).

De nuevo con sintomatología ansiosa como criterio, las variables del TMMS fueron incluidas en el primer paso (ΔR²=.16; p<.001). En el segundo paso se introdujeron las 5 variables del DERS y la capacidad predictiva del modelo aumentó de forma significativa (ΔR²=.17; p<.001). De nuevo, la subescala de Descontrol fue el único predictor significativo ( ß=.30, p<.001).

 

Discusión

En este trabajo se presenta la adaptación española de la Escala de Dificultades en la Regulación Emocional (DERS, Gratz y Roemer, 2004). Esta escala evalúa diversos déficits que pueden afectar a una óptima regulación afectiva. Se llevaron a cabo dos estudios que permitieron evaluar tanto la fiabilidad (Ej.: consistencia interna, estabilidad temporal), como la validez (Ej.: factorial, convergente e incremental) de la adaptación española de la escala.

El aspecto más significativo de la adaptación al castellano es la reducción de factores e items con respecto a la escala original. La escala propuesta consta de 28 items, mientras que la original presentaba 36 items. En cuanto a la distribución de dichos items, los autores de la escala obtuvieron 6 factores, mientras que en la muestra española se encontró que una estructura de 5 factores. En concreto, items provenientes de dos factores según el estudio original -“Dificultades en el control de impulsos” y “Acceso limitado a estrategias de regulación”- formaron parte de un único factor al que hemos denominado “Descontrol emocional”. Se ha usado esta etiqueta debido a que el contenido de este factor resultante hace referencia a dos aspectos complementarios del descontrol: La sensación de desbordamiento debido a la intensidad emocional (recogida en los items provenientes del factor original denominado “Dificultades en el control de impulsos”, como por ejemplo, “Cuando me siento mal, pierdo el control.”), y la sensación de persistencia de los estados emocionales negativos (recogida en los items provenientes del factor original denominado “Acceso limitado a estrategias de regulación”, como por ejemplo, “Cuando me siento mal, creo que estaré así durante mucho tiempo”). Por tanto, esta agrupación de factores parece tener sentido tanto desde el punto de vista empírico como teórico aunque sería interesante replicar en posteriores estudios la estructura obtenida.

Es interesante advertir que existen diferencias conceptuales entre ambas dimensiones. Por ejemplo, “Dificultades en el control de impulsos” se refiere más a una tendencia a experimentar emociones de forma muy intensa generando situaciones de impulsividad, mientras que “Acceso limitado a estrategias de regulación” hace referencia a un problema de duración más que de intensidad, más de implicaciones internas que de consecuencias externas. Sin embargo, el análisis factorial ha mostrado desde el primer momento una tendencia a unir esas dos dimensiones.

En cuanto a la consistencia interna los índices obtenidos son buenos incluso en aquellas subescalas en las cuales se ha reducido el número de items. Si comparamos la consistencia interna del cuestionario que se obtuvo en el estudio original con muestra americana con la obtenida en la versión adaptada con muestra española se puede observar que: (a) mientras que en relación a la escala global los índices obtenidos fueron exactamente iguales (Muestra americana, a=.93; Muestra española, a=.93), (b) la consistencia interna obtenida para las subescalas de Desatención y Confusión fue menor que en el estudio original, algo lógico dada la reducción de items.

Por otra parte, la fiabilidad testretest evaluada en un periodo temporal de 6 meses fue adecuada, lo que indica que la escala presenta una buena estabilidad temporal.

Cuando analizamos las correlaciones de las diferentes subescalas de la escala adaptada entre sí, observamos que la variable Desatención mostró correlaciones más bajas con el resto de subescalas, así como con la escala global. Esto no es de extrañar ya que, como se ha apuntado en estudios previos, la atención hacia las emociones puede ser funcional o disfuncional dependiendo de la capacidad regulatoria del individuo (Lischetzke y Eid, 2003). En este sentido, es normal su reducida asociación con el resto de subescalas cuyo contenido es inequívocamente desadaptativo. Además, destaca también la elevada correlación entre el Rechazo emocional y el Descontrol emocional. Este interesante resultado está en línea con otros hallazgos que muestran que la falta de aceptación de las propias reacciones genera un mayor descontrol e incluso favorecer la aparición de ataques de pánico (Tull y Roemer, 2007).

El patrón de correlaciones observadas entre las subescalas del DERS y otras variables fue casi idéntico al observado en estudios previos con la escala original. Así, se obtuvieron las asociaciones esperadas con las subescalas del TMMS (Atención, Claridad y Reparación emocional).

Lo mismo sucedió con variables como autoestima, sintomatología depresiva y sintomatología ansiosa. Además, la capacidad de la escala DERS para predecir la sintomatología depresiva y ansiosa fue significativa incluso tras controlar la varianza explicada por variables de personalidad y por la escala TMMS cuando se situaron como criterio, lo que supone una evidencia de validez incremental.

En conjunto, podemos decir que la Escala de Dificultades en la Regulación Emocional presenta unas adecuadas propiedades psicométricas y ofrece la posibilidad de evaluar con precisión diversos aspectos disfuncionales de la regulación afectiva de gran relevancia tanto para la investigación sobre los trastornos psicopatológicos como para su uso clínico.

 

Referencias

AERA, APA y NCME (1999). Standards for educational and psychological testing. Washington, D.C.: American Psychological Association.        [ Links ]

Barraca, J. (2004). Spanish adaptation of the Acceptance and Action Questionnaire (AAQ). International Journal of Psychology and Psychological Therapy, 4, 505-515.        [ Links ]

Beck, A. T., Brown, G., Epstein, N. y Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56, 893-897.        [ Links ]

Beck, A. T., Steer, R. y Brown, G. (1996).Beck Depression Inventory – II Manual. San Antonio, Texas: The Psychological Corporation.        [ Links ]

Catanzaro, S. J. y Mearns, J. (1990). Measuring generalized expectancies for negative mood regulation: Initial scale development and implications. Journal of Personality Assessment, 54, 546-563.        [ Links ]

Chapman, A. L., Gratz, K. L. y Brown, M. Z. (2006). Solving the puzzle of deliberate self-harm: The experiential avoidance model. Behaviour Research and Therapy, 44, 371-394.        [ Links ]

Eysenck, H. J. y Eysenck, S. B. G. (1997). Cuestionario revisado de personalidad de Eysenck (EPQ-R). Madrid: TEA Ediciones.        [ Links ]

Feldner, M. T., Zvolensky, M. J., Eifert, G. H. y Spira, A. P. (2003). Emotional avoidance: an experimental test of individual differences and response suppression using biological challenge. Behaviour Research & Therapy, 41, 403-411.        [ Links ]

Fernández-Berrocal, P., Extremera, N., y Ramos, N. (2003). Inteligencia emocional y depresión. Encuentros en Psicología Social, 1, 251-25        [ Links ]

Fernández-Berrocal, P., Extremera, N. y Ramos, N. (2004). Validity and reliability of the Spanish modified version of the Trait Meta-Mood Scale. Psychological Reports, 94, 751-755.        [ Links ]

Fernández-Montalvo, A. y Echeburúa, E.(1997). Manual práctico del juego patológico. Ayuda para el paciente y guía para el terapeuta. Madrid: Pirámide.        [ Links ]

Gratz, K. L. (2003). Risk factors for and functions of deliberate self-harm: An empirical and conceptual review. Clinical Psychology: Science and Practice, 10, 192-205.        [ Links ]

Gratz, K. L. y Roemer, L. (2004). Multidimensional assessment of emotion regulation and dysregulation: Development, factor structure, and initial validation of the difficulties in emotion regulation scale. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 26, 41-54.        [ Links ]

Gratz, K. L., Rosenthal, M. Z., Tull, M. T., Lejuez, C. W. y Gunderson, J. G. (2006). An experimental investigation of emotion dysregulation in borderline personality disorder. Journal of Abnormal Psychology, 115, 850-855.        [ Links ]

Hervás, G. (en prensa). Adaptación al castellano de la Escala de Respuestas Rumiativas. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica.        [ Links ]

Hervás, G. y Vázquez, C. (2006). La regulación afectiva: modelos, investigación e implicaciones para la salud mental y física. Revista de Psicología General y Aplicada , 59, 9-36.        [ Links ]

Hunsley, J. y Meyer, G. J. (2003). The incremental validity of psychological testing and assessment: Conceptual, methodological, and statistical issues. Psychological Assessment, 15, 446-455.        [ Links ]

Lischetzke, T., y Eid, M. (2003). Is attention to feelings beneficial or detrimental to affective well-being? Mood regulation as a moderator variable. Emotion, 3, 361-377.        [ Links ]

McNally, A. M. Palfai, T. P. Levine, R. V. y Moore, B. M. (2003). Attachment dimensions and drinking-related problems among young adults. The mediational role of coping motives. Addictive Behaviors, 28, 1115-1127.        [ Links ]

Mennin, D. S., Heimberg, R. G., Turk, C. L., & Fresco, D. M. (2005). Preliminary evidence for an emotion dysregulation model of generalized anxiety disorder. Behaviour Research and Therapy, 43, 1281-1310.        [ Links ]

Nolen-Hoeksema, S., y Morrow, J. (1991). A prospective study of depression and posttraumatic stress symptoms after a natural disaster: The 1989 Loma Prieta earthquake. Journal of Personality and Social Psychology, 61, 115-121.        [ Links ]

Rosenberg, M. (1979). Conceiving the self. New York: Basic Books.        [ Links ]

Rude, S. S. y McCarthy, C. T. (2003). Emotional functioning in depressed and depression-vulnerable college students. Cognition and Emotion, 17, 799-806.        [ Links ]

Salovey, P., Mayer, J. D., Goldman, S. L., Turvey, C. y Palfai, T. P. (1995). Emotional attention, clarity, and repair: Exploring emotional intelligence using the trait meta-mood scale. En J. W. Pennebaker (Ed.), Emotion, disclosure, and health. (pp. 125-154). Washington: American Psychological Association.        [ Links ]

Salters-Pedneault, K., Roemer, L., Tull, M. T., Rucker, L. y Mennin, D. S. (2006). Evidence of broad deficits in emotion regulation associated with chronic worry and generalized anxiety disorder. Cognitive Therapy and Research, 30, 469-480.        [ Links ]

Sanz, J. y Navarro, M. E. (2003). Propiedades psicométricas de una versión española del Inventario de Ansiedad de Beck (BAI) en estudiantes universitarios. Ansiedad y Estrés, 9, 59-84.        [ Links ]

Sanz, J., Navarro, M. E. y Vázquez, C. (2003). Adaptación española del Inventario para la Depresión de Beck-II (BDI-II): 1. Propiedades psicométricas en estudiantes universitarios. Análisis y Modificación de Conducta, 29, 239-288.        [ Links ]

Thompson, R. A. (1994). Emotion regulation: A theme in search of a definition. Monographs of the Society for Research in Child Development, 59, 25-52.        [ Links ]

Tull, M. T. y Roemer, L. (2007). Emotion regulation difficulties associated with the experience of uncued panic attacks: Evidence of experiential avoidance, emotional nonacceptance, and decreased emotional clarity. Behavior Therapy, 38, 378-391.        [ Links ]

 

Fecha de Recepción: 20/09/2007

Fecha de Aceptación: 01/07/2008