Original
Desarrollo de la Escala de Actitudes Disfuncionales Traumáticas (EADT) para víctimas de terrorismo
Roberto Navarro (a, Beatriz Cobos Redondo (a,b, Clara Gesteira (a, Pedro Altungy (a, Noelia Morán (a, Rocío Fausor (a, Belén Reguera (a, María Paz García-Vera (a y Jesús Sanz (a
- Universidad Complutense de Madrid, Madrid, España
- Asociación Víctimas del Terrorismo
Ansiedad y Estrés, 28, (2022), 1-15
https://doi.org/10.5093/anyes2022a1
https://www.ansiedadyestres.es
Bibliography reference
INFORMACIÓN DEL ARTÍCULO
Recibido el 29 de septiembre de 2020
Aceptado el 21 de diciembre de 2020
Online el 16 de noviembre de 2021
RESUMEN
Introducción y objetivos. El trastorno de estrés postraumático (TEPT) es el trastorno psicológico más frecuente en las víctimas del terrorismo. Los modelos cognitivos del TEPT postulan que las actitudes disfuncionales desempeñan un papel fundamental en su etiología, mantenimiento y tratamiento. El objetivo de este estudio fue desarrollar un instrumento de autoinforme para evaluar las actitudes disfuncionales traumáticas específicas de las víctimas del terrorismo: la Escala de Actitudes Disfuncionales Traumáticas (EADT). Materiales y método. Los ítems de la EADT fueron extraídos de 480 horas grabadas de terapia cognitivo-conductual centrada en el trauma aplicada a 59 víctimas del terrorismo con TEPT y tras un análisis del contenido e inteligibilidad de los ítems por un grupo de psicólogos. Una versión preliminar de 84 ítems se aplicó a una muestra de 253 víctimas del terrorismo junto con medidas de TEPT, depresión y actitudes disfuncionales depresivas. Resultados. Una serie de análisis factoriales y de fiabilidad sobre la versión preliminar permitió llegar a una versión definitiva compuesta por 34 ítems y tres factores correlacionados: mundo peligroso, visión negativa de la sociedad y del ser humano, y cronificación del malestar. Los análisis psicométricos de la versión definitiva revelaron buenos datos empíricos para la estructura interna de la EADT, la consistencia interna de sus puntuaciones, la diferenciación de grupos contrastados y las relaciones con constructos conceptualmente relacionados. Conclusiones. La EADT es un instrumento sencillo cuyas medidas presentan buenas propiedades psicométricas y pueden ser útiles para evaluar, tanto en contextos de investigación como aplicados, las actitudes disfuncionales que pueden presentar las víctimas del terrorismo.
PALABRAS CLAVE
Actitudes disfuncionales
Trastorno de estrés postraumático
Terrorismo
Trauma
Medida
Fiabilidad
Validez
Development of the traumatic dysfunctional attitude scale (EADT) for victims of terrorism
Ansiedad y Estrés, 28, (2022), 1-15
https://doi.org/10.5093/anyes2022a1
https://www.ansiedadyestres.es
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ABSTRACT
Introduction and objectives. Post-traumatic stress disorder (PTSD) is the most common psychological disorder in victims of terrorism. Cognitive models of PTSD postulate that dysfunctional attitudes play a fundamental role in its etiology, maintenance, and treatment. The objective of this study was to develop a self-report instrument to assess traumatic dysfunctional attitudes typical of victims of terrorism: the Traumatic Dysfunctional Attitude Scale (EADT by its original Spanish acronym). Materials and method. The EADT items were extracted from 480 recorded hours of trauma-focused cognitive-behavioral therapy administered to 59 victims of terrorism with PTSD and after an analysis of items’ content and intelligibility by a group of psychologists. A preliminary 84-item version was administered to a sample of 253 victims of terrorism along with measures of PTSD, depression, and depressive dysfunctional attitudes. Results. A series of factorial and reliability analyses on the preliminary version allowed one to arrive at a definitive version composed of 34 items and three correlated factors: dangerous world, negative view of society and the human being, and chronicity of distress. The psychometric analyses of the definitive version revealed good evidence concerning the internal structure of the test, score internal consistency, the differentiation of known groups, and the relationships with conceptually related constructs. Conclusions. The EADT is a simple instrument whose scores have good psychometric properties and can be useful to assess, both in research and applied contexts, the dysfunctional attitudes that victims of terrorism may present.
KEYWORDS
Dysfunctional attitudes
Post-traumatic stress disorder
Terrorism
Trauma
Measure
Reliability
Validity
INTRODUCCIÓN
Tras un atentado terrorista, entre el 13% y el 39,9% de los supervivientes y entre el 17,1% y el 27,6% de los familiares de los heridos y fallecidos en el atentado desarrollarán un trastorno de estrés postraumático o TEPT (DiMaggio y Galea, 2006; García-Vera y Sanz, 2017; Garcia-Vera et al., 2016; Liu et al., 2014; Lowell et al., 2018; Neria et al., 2011). La conceptualización de este trastorno ha sufrido importantes cambios en la quinta edición del Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales (DSM-5; American Psychiatric Association, 2013), al otorgar una mayor importancia diagnóstica a la presencia de cogniciones desadaptativas sobre uno mismo, los demás y el mundo.
Estos cambios se derivan de desarrollos teóricos empíricamente robustos que ponen de relieve la importancia que diferentes variables cognitivas tienen en el inicio y mantenimiento del TEPT y en la respuesta a su tratamiento, como son el modelo de Horowitz (1986), las teorías de redes asociativas de Foa y Kozak (1986), la teoría del procesamiento emocional (Foa y Riggs, 1993; Foa y Rothbaum, 1998), la teoría de la representación dual (Brewin et al., 1996), el modelo cognitivo de Ehlers y Clark (2000) o la teoría de los sistemas representacionales esquemático, proposicional, asociativo y analógico (SPAARS; Dalgleish, 1999). Estos modelos explican la idiosincrasia de la sintomatología del trastorno, las diferencias individuales en su presentación y la respuesta a las diferentes terapias desarrolladas para reducir o eliminar esa sintomatología aludiendo a conceptos como esquemas cognitivos, redes asociativas de miedo, sistemas de representación de la información, procesos de evaluación del trauma y sus consecuencias, creencias pretrauma o creencias y actitudes derivadas del acontecimiento traumático.
Dada la importancia de las variables cognitivas en el TEPT, no es de extrañar que entre las terapias recomendadas para su tratamiento con un grado de recomendación fuerte en la guía de práctica clínica para el TEPT de la American Psychological Association (2017) estén la terapia de procesamiento cognitivo (Resick y Schnicke, 1993), la terapia cognitiva de Ehlers y Clark (Ehlers et al., 2005; Ehlers y Wild, 2015) y las terapias cognitivo-conductuales basadas en la exposición prolongada de Foa (Foa et al., 2007; Foa y Rothbaum, 1998), terapias todas ellas que incluyen estrategias y técnicas terapéuticas dirigidas a modificar las actitudes, pensamientos y otras variables cognitivas que la vivencia del acontecimiento traumático haya podido alterar.
En este contexto, es importante disponer de instrumentos que midan de manera adecuada los factores cognitivos que se trabajarán posteriormente durante el tratamiento. Una búsqueda en las principales bases de datos bibliográficas de psicología y del TEPT —PsycINFO y PTSDpubs— reveló la existencia de diez instrumentos destinados a tal fin (Navarro Montes, 2020), entre los cuales cabría destacar, por estar validados con población hispanohablante, el Posttraumatic Cognitions Inventory (PTCI; Foa et al., 1999) y el Cuestionario de Valoración del Impacto Vital Ontológico (VIVO; Pérez-Sales et al., 2011). Sin embargo, un análisis de estos instrumentos muestra una serie de problemas que cuestionan su calidad, ya que presentan problemas en el proceso de creación y validación mediante análisis factorial o sus puntuaciones presentan índices de fiabilidad o validación pobres en algunas de sus escalas (Navarro Montes, 2020). Además, ninguno de estos instrumentos evalúa las actitudes disfuncionales traumáticas específicas de las víctimas de terrorismo, y cabría esperar que dichas actitudes no fueran las mismas en las víctimas de diferentes acontecimientos traumáticos, ya que la literatura científica señala que: a) existen perfiles sintomatológicos diferentes entre víctimas de distintos acontecimientos traumáticos; b) las víctimas de algunos acontecimientos traumáticos, en comparación a las de otros tipos de traumas, presentan mayores niveles de sintomatología psicológica, mayor probabilidad de sufrir trastornos mentales o tasas de remisión más bajas de estos trastornos, y c) la respuesta terapéutica de la víctimas es diferente según el tipo de acontecimiento traumático que han experimentado (García-Vera et al., 2015).
En resumen, dada la elevada prevalencia de TEPT entre las víctimas del terrorismo y dada la importancia de los factores cognitivos en la etiología y mantenimiento del TEPT y en la respuesta a su tratamiento, se hace necesario disponer de instrumentos para medir los factores cognitivos en dichas víctimas, especialmente los factores cognitivos que, según los modelos cognitivos de TEPT antes citados, subyacen tras la vulnerabilidad a sufrir TEPT como, por ejemplo, las creencias y actitudes disfuncionales relacionadas con el trauma y sus consecuencias. Por todo ello, el objetivo de este trabajo fue desarrollar un instrumento de autoinforme para la evaluación de las creencias y actitudes disfuncionales traumáticas en la población víctima de terrorismo: la Escala de Actitudes Disfuncionales Traumáticas (EADT).
MÉTODO
Participantes
Este estudio forma parte de un proyecto de investigación más amplio sobre las consecuencias psicopatológicas del terrorismo y su tratamiento (véase Gesteira et al., 2018; Moreno et al., 2019) y que fue aprobado por la Comisión Deontológica de la Facultad de Psicología de la Universidad Complutense de Madrid. En el marco de ese proyecto, para el desarrollo de la EADT se reclutó a un grupo de víctimas del terrorismo asociadas a la Asociación Víctimas del Terrorismo (AVT) a través de dos vías fundamentales.
Por un lado, desde noviembre del año 2016, momento en el que se inició la búsqueda activa de participantes, se trató de contactar con un total de 652 víctimas adultas asociadas a la AVT (víctimas directas o familiares o allegados de heridos o fallecidos en atentados terroristas). Se logró contactar con un total de 421 víctimas (64.5%), de las cuales 319 (75.8%) aceptaron realizar una entrevista telefónica de cribado aplicada por un psicólogo. Después de 1-3 meses, se volvió a contactar con esas 319 víctimas para la realización de una entrevista diagnóstica presencial también aplicada por un psicólogo y que finalmente realizaron 139 víctimas (43.6%). Durante esta entrevista presencial se aplicó una versión preliminar de 84 ítems de la EADT y los siguientes instrumentos: la Entrevista Clínica Estructurada para los Trastornos del Eje I del DSM-IV, versión clínica (del inglés Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorders, clinician version, en adelante SCID-I-CV; First, et al., 1996), la Lista de Verificación del Trastorno de Estrés Postraumático, versión específica (del inglés PTSD Checklist, specific version, en adelante PCL-S; Weathers et al., 1993), el Inventario de Depresión de Beck-II (del inglés Beck Depression Inventory-II, en adelante BDI-II; Beck et al., 1996), el Inventario de Ansiedad de Beck (del inglés Beck Anxiety Inventory, en adelante BAI; Beck et al., 1988) y la versión revisada de la Escala de Actitudes Disfuncionales, forma A (del inglés revised version of the Dysfunctional Attitude Scale-form A, en adelante DAS-R; Weissman y Beck, 1978; de Graaf et al., 2009).
Por otro lado, con el objetivo de aumentar el tamaño de la muestra se envió una carta por correo postal a un total de 562 víctimas de varias regiones de España que habían realizado con anterioridad la entrevista presencial en el contexto del proyecto de investigación más amplio del que forma parte este estudio y a los que se les pedía ahora que completaran la versión preliminar de la EADT y la PCL-S. De las 562 cartas enviadas, 114 (20.2%) fueron devueltas debidamente cumplimentadas.
Así pues, la muestra final de víctimas del terrorismo que cumplimentó la versión preliminar de la EADT estuvo formada por un total de 253 víctimas directas o indirectas del terrorismo (50.2% mujeres), que habían sufrido un atentado una media de 27.75 años antes (DT = 10.17). La media de edad de este grupo fue de 55.05 años (DT = 13.55). La mayoría de los participantes, un 67.2%, estaba casado o conviviendo con una pareja estable, casi un 30% tenía estudios superiores (grado, licenciatura, máster y/o doctorado), un 43,2% estaba en situación de empleo remunerado y la mayoría eran familiares de primer grado de una víctima directa (54.9%). El 40.8% de las víctimas sufrió lesiones físicas por el atentado y un 21.6% sufría todavía secuelas físicas. En un 74.6% de los casos la autoría del atentado se atribuía a la banda terrorista ETA, en un 13.1% grupo terroristas yihadistas, la mayoría, víctimas de los atentados del 11-M en Madrid, y el resto a otros grupos terroristas. Los atentados terroristas que sufrieron estas víctimas fueron, principalmente, atentados selectivos con coche bomba u otro tipo de explosión (35.6%), atentados selectivos con arma de fuego (35.9%) o atentados masivos —aquellos en los que el número de víctimas mortales superó la decena— (15.1%).
En cuanto a las características clínicas de la muestra, únicamente se ofrecen datos de diagnóstico del grupo de 139 víctimas que realizaron la entrevista presencial diagnóstica, dado que las víctimas que fueron contactadas a través de correo postal no completaron entonces ningún instrumento que permitiera establecer diagnósticos. En ese grupo de 139 víctimas, un 11.3% recibió un diagnóstico de TEPT, un 20.5% de TDM o distimia, un 10.6% de fobia específica, un 7.1% de TOC, un 6.4% de TAG y un 5% de trastorno de angustia, de manera que el 21.1% de esos 139 participantes recibió un solo diagnóstico, un 18% recibió dos o más, hasta un máximo de cinco, y el resto, que eran la mayoría (60.9%), no recibió ningún diagnóstico de trastorno emocional. En función de estos diagnósticos y para los análisis de validación de grupos contrastados del presente estudio, se formaron tres grupos clínicos de víctimas: grupo con TEPT (n = 14), grupo con otros trastornos emocionales (depresivos o de ansiedad; n = 34) y grupo sin trastornos emocionales (n = 85).
Variables e instrumentos
Características sociodemográficas y clínicas de las víctimas y características de los atentados y sus consecuencias. Se aplicó una entrevista semiestructurada creada ad hoc y basada, en parte, en el módulo general de la SCID-I-CV (First, et al., 1996, 1999) y en la entrevista sobre el trauma de Foa et al. (2007).
Diagnóstico de TEPT, trastornos de ansiedad y depresivos. Se aplicaron los módulos F (ansiedad y otros trastornos) y A (episodios afectivos) de la SCID-I-CV (First et al., 1996, 1999), cuyas medidas diagnósticas presentan buenos índices de validez y fiabilidad (Sanz y García-Vera, 2017).
Sintomatología de estrés postraumático. Se aplicó la PCL-S (Weathers et al., 1993) en su adaptación española (Vázquez et al., 2006). La PCL-S está formada por 17 ítems creados para evaluar la presencia y gravedad de síntomas de estrés postraumático según el DSM-IV. Las instrucciones de la PCL-S piden a la persona evaluada que, en cada ítem, valore el grado en que tales síntomas le han afectado en el último mes, desde “nada en absoluto” (1) a “extremadamente” (5), de manera que la PCL-S proporciona una puntuación total en estrés postraumático entre 17 y 85. Existe una abundante literatura empírica que indica que las medidas de la PCL-S muestran índices adecuados de fiabilidad y validez en un amplio rango de poblaciones (Blanchard et al., 1996; Weathers et al., 1993), incluida muestras españolas de víctimas del terrorismo (Cobos Redondo et al., 2020).
Sintomatología depresiva. Se aplicó el BDI-II en su adaptación española (Beck et al., 2011). El BDI-II está formado por 21 grupos de afirmaciones o ítems creados para evaluar la presencia y gravedad de síntomas depresivos según el DSM-IV. Para cada ítem, la persona evaluada debe escoger la afirmación que mejor refleja su estado en las últimas dos semanas y que son valoradas de 0 a 3 según la gravedad que representan, de manera que el BDI-II proporciona una puntuación total en depresión con un rango de 0 a 63. Existe una abundante literatura empírica que indica que las puntuaciones del BDI-II muestran índices adecuados de fiabilidad y validez en muestras de un amplio rango de poblaciones (Beck et al., 1996), incluidas muestras españolas de la población general y de pacientes con trastornos psicológicos (p. ej., a = .87–.91; Sanz y García-Vera, 2013).
Actitudes disfuncionales depresivas. Se utilizó una versión revisada de la Escala de Actitudes Disfuncionales, forma A (DAS-A; Weissman y Back, 1978), denominada DAS-R (de Graaf et al., 2009). La DAS-R contiene 17 de los 40 ítems de la DAS-A, con sus mismas instrucciones y con la misma escala Likert de respuesta de 7 puntos (1 = “totalmente en desacuerdo”, 7 = “totalmente de acuerdo”), y, como la DAS-A, también pretende medir las actitudes disfuncionales típicas de la depresión. La DAS-R permite obtener una puntuación total en actitudes disfuncionales depresivas, pero también tiene una subescala de actitudes de perfeccionismo y otra de actitudes de dependencia. La DAS-A fue adaptada al español por Sanz y Vázquez (1993) y, a partir de esa adaptación, Ruiz et al. (2015) adaptaron la DAS-R. De Graaf et al. (2009) han informado de buenos índices de fiabilidad y validez para las puntuaciones de la escala total y las dos subescalas de la DAS-R (p. ej., a = .81–.91), los cuales han sido replicados en población española por Ruiz et al. (2015) (p. ej., a = .76–.91).
Actitudes disfuncionales traumáticas. Se aplicó la versión preliminar de la Escala de Actitudes Disfuncionales Traumáticas (EADT) formada por un total de 84 ítems, con una escala de respuesta tipo Likert de 5 puntos, donde “1” representaba “totalmente en desacuerdo” y “5” “totalmente de acuerdo”.
Procedimiento
Redacción de los ítems de la versión inicial de la EADT
Cuatro psicólogos expertos en la atención psicológica a víctimas del terrorismo analizaron 480 horas de grabaciones de terapia cognitivo-conductual centrada en el trauma (TCC-CT) aplicada a 59 víctimas del terrorismo con un diagnóstico de TEPT (véase Gesteira et al., 2018; Moreno et al., 2019), extrayendo las creencias o actitudes disfuncionales traumáticas verbalizadas por las propias víctimas para que, tras una depuración en su redacción, pudieran pasar a formar parte del grupo de ítems que conformarían la EADT. El análisis de las grabaciones resultó en un conjunto de 211 enunciados cuyo contenido parecía reflejar creencias y actitudes disfuncionales relacionadas con el acontecimiento traumático y sus consecuencias.
Selección y depuración de los ítems de la versión inicial de la EADT
Del conjunto inicial de 211 enunciados se eliminaron, con el acuerdo de los cuatro psicólogos anteriormente mencionados, 98 enunciados por las siguientes razones: significados muy similares (34); redacción o idea central confusas (21); contenido que no reflejaba creencias o actitudes (13), y sin apenas representación en las grabaciones analizadas (30). Los 113 enunciados restantes fueron evaluados por un grupo de 16 psicólogos que, además de contestar a los mismos en cuanto a si estaban de acuerdo o en desacuerdo con su contenido, valoraron su nivel de inteligibilidad —desde 1, “No comprendo en absoluto a qué se refiere el ítem”, hasta 5, “El ítem se comprende perfectamente”— y el nivel de adecuación de su contenido a la definición de actitud disfuncional propuesta por Beck et al. (1979/1983) —desde 1 “No es en absoluto una creencia o actitud disfuncional”, hasta 5, “Estoy completamente seguro de que el contenido del ítem indica una creencia o actitud disfuncional”—. En función de estas valoraciones, se descartaron 32 ítems que obtuvieron una puntuación media menor de 4 en ambas valoraciones. A los 81 ítems restantes, se les añadieron 3 ítems del cuestionario VIVO cuyo contenido parecía relevante para las víctimas de un acontecimiento traumático, pero no habían encontrado representación en los ítems generados a partir de las grabaciones.
Con el objetivo de controlar el efecto de la aquiescencia, los 84 ítems fueron redactados en su forma inversa, es decir, expresando una actitud funcional, y fueron aplicados al grupo de 16 psicólogos que antes habían completado los ítems de la EADT en su forma directa o disfuncional. De esos ítems inversos, se decidió finalmente incluir 23 que no mostraban mucha discrepancia (menor de 1) en su grado de acuerdo o desacuerdo entre sus dos formas, directa e inversa.
Finalmente, la versión inicial de la EADT estaba compuesta por 84 ítems, de los cuales 61 ítems reflejaban actitudes disfuncionales relacionadas con el trauma y sus consecuencias (ítems directos) y 23 reflejaban actitudes funcionales (ítems inversos). En Navarro Montes (2020) se puede consultar información más detallada de todo el proceso de redacción, depuración y selección de los ítems.
Análisis de datos
Análisis factoriales y de la fiabilidad iniciales
El desarrollo final de la EADT se basó en los resultados de diferentes análisis factoriales y de fiabilidad realizados sobre las respuestas de las víctimas del terrorismo que participaron en este estudio. Esos análisis se llevaron a cabo teniendo en cuenta las recomendaciones para un análisis factorial exploratorio de los ítems de Martínez Arias et al. (2014) y Lloret-Segura et al. (2014), y se realizaron fundamentalmente con el programa FACTOR, versión 10.3.01, de Ferrando y Lorenzo-Seva (2017).
El 47 de los 84 ítems de la EADT (56% de sus ítems) presentaban valores de curtosis y/o asimetría que indicaban una distribución no normal de sus puntuaciones (> |1|). De hecho, el análisis de Mardia de la curtosis y la asimetría multivariada reveló resultados estadísticamente significativos (p < .05) que no permitían aceptar la hipótesis nula de normalidad multivariada para los 84 ítems en su conjunto. Por tanto, se realizaron los análisis factoriales tanto sobre la matriz de correlaciones de Pearson como sobre la matriz de correlaciones policóricas, ya que esta última reproduce mejor el modelo de medida cuando la mayoría de los ítems incumplen el supuesto de normalidad.
Para analizar la adecuación de esas matrices al análisis factorial, se calculó el test de esfericidad de Barlett y el de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), y, para determinar el número de factores a extraer, se utilizaron los siguientes procedimientos: el gráfico de sedimentación o scree test de Cattell, el método de Hull (Lorenzo-Seva et al., 2011), el test de la correlación parcial media mínima o MAP de Velicer (1976), el análisis paralelo clásico de Horn (1965) y el análisis paralelo óptimo de Timmerman y Lorenzo-Seva (2011).
En función de los resultados de estos procedimientos (véase la tabla 1), se realizaron diversos análisis factoriales tanto sobre la matriz de correlaciones de Pearson como sobre la matriz de correlaciones policóricas en los que se extrajeron tantos factores como recomendaban mayoritariamente esos procedimientos (véase la tabla 2).
Todos estos análisis se realizaron utilizando el método de extracción de factores de estimación de mínimos cuadrados no ponderados (ULS), ya que el mismo no asume el supuesto de distribución normal multivariante de los datos. Como método de rotación de los factores se utilizó un método oblicuo, el método promax normalizado, ya que: 1) se asumía que las actitudes disfuncionales traumáticas estaban más o menos relacionadas entre sí; 2) si las actitudes disfuncionales traumáticas fueran realmente relativamente independientes, esta ortogonalidad se vería reflejada en los resultados, de manera que la rotación oblicua resultaría en factores con correlaciones bajas, y 3) si las correlaciones entre factores fueran consistentemente bajas (< .30 o .20), se repetirían los análisis utilizando un método ortogonal y, en el caso de que las dos soluciones, la oblicua y la ortogonal, fueran similares, se aceptaría provisionalmente la solución ortogonal atendiendo al criterio de parsimonia (Lloret-Segura et al., 2014).
Para seleccionar los ítems que formarían parte de los factores resultantes se tuvo en cuenta el criterio de tener una saturación en un factor mayor o igual de .40 al mismo tiempo que saturaciones menores de .30 en el resto de los factores. Por otro lado, se realizaron análisis de fiabilidad de consistencia interna con el programa SPSS, versión 25, calculándose los coeficientes alfa de las puntuaciones de la escala global y de las subescalas resultantes de la selección de ítems anteriormente mencionada (véase la tabla 2).
Análisis factorial y de la fiabilidad finales
Tras depurar la EADT inicial de 84 ítems en función de los resultados de los análisis factoriales y de fiabilidad iniciales, se realizó un análisis factorial sobre la EADT final de 34 ítems con los mismos procedimientos que los anteriores, se calcularon, mediante los programas JASP (JASP Team, 2020) y SPSS, los coeficientes omega de McDonald y alfa de su escala global y de las subescalas creadas en función de los resultados de los análisis factoriales iniciales, y se calcularon las correlaciones corregidas ítem-total o índices de homogeneidad (IH) de cada uno de sus ítems en relación tanto con la puntuación total de la escala global como con la puntuación total de la subescala correspondiente.
Análisis de las relaciones con otros constructos conceptualmente relacionados
En el origen de la EADT subyace el supuesto de que las actitudes disfuncionales que mide están relacionadas con el TEPT, ya que son un factor de vulnerabilidad para el TEPT. Por tanto, se analizó la correlación de la escala global de la EADT final de 34 ítems y de sus subescalas con la medida de síntomas de estrés postraumático (PCL-S) y con la medida de depresión (BDI-II), ya que la depresión es un constructo estrechamente ligado al de TEPT (Byllesby et al., 2017; Elhai et al., 2011; Rytwinski et al., 2013). Igualmente, cabría suponer que las actitudes disfuncionales traumáticas están relacionadas con otras actitudes disfuncionales, especialmente con las depresivas, dada la mencionada vinculación entre TEPT y depresión, por lo que también se analizó la correlación de la EADT con la medida de actitudes disfuncionales depresivas (DAS-R).
Análisis de la diferenciación de grupos contrastados
En el origen de la EADT también subyace el supuesto de que las víctimas con TEPT deben presentar niveles elevados de actitudes disfuncionales traumáticas. Por tanto, se llevó a cabo un análisis de grupos contrastados realizándose, con el SPSS, distintos análisis de covarianza (ANCOVA) sobre la puntuación total en la escala global y sobre la puntuación de cada una de las subescalas de la EADT. En los ANCOVA, se incluyó el sexo y la edad como covariables a controlar, y, como factor intersujetos, el grupo clínico con tres niveles: TEPT (n = 14), otros trastornos emocionales (n = 34) y ningún trastorno (n = 85). Si el grupo clínico mostraba un efecto significativo, se realizaron pruebas de Bonferroni para comparar dos a dos los tres grupos clínicos.
RESULTADOS
Análisis de la adecuación de los datos a los análisis factoriales iniciales
En las matrices de correlaciones de Pearson y policóricas de la EADT inicial de 84 ítems, el test de esfericidad Bartlett arrojó un valor de 9880.3 (g. l. = 3486, p = .0001) y el test KMO de .81997 (considerado bueno según los estándares habituales), lo que confirmaba la adecuación de los datos para el análisis factorial.
Identificación del número de factores a extraer
Los gráficos de sedimentación de la versión preliminar de la EADT realizados a partir de la matriz de correlaciones de Pearson y de la de correlaciones policóricas sugerían la existencia de 4 factores (véase la figura 1). Sin embargo, los resultados de los otros procedimientos de identificación del número de factores arrojaban resultados muy diversos, desde 1 a 7 factores, aunque mayoritariamente señalaban soluciones multifactoriales frente a unifactoriales (8 índices vs. 2 índices; véase la tabla 1), por lo que la solución unifactorial fue descartada. Entre las soluciones multifactoriales, la más frecuente era la de 4 factores, pero los índices también sugerían soluciones de entre 3 y 7 factores. Por tanto, se realizaron 10 análisis factoriales extrayendo 3, 4, 5, 6 y 7 factores sobre las dos matrices de correlaciones (véase la tabla 2).
Figura 1
Tabla 1
Análisis factoriales y de la fiabilidad iniciales
Los resultados de los 10 análisis factoriales recogidos en la tabla 2 sugerían que, teniendo en cuenta los criterios establecidos para retener los ítems, el número de ítems de las diferentes soluciones factoriales fluctuaba entre 31 y 48. Como puede observarse en la tabla 2, las soluciones factoriales que trataban de ajustarse a un modelo de 5, 6 o 7 factores arrojaban unos resultados que desaconsejan su uso, ya que, salvo en el análisis factorial n.º 6, en el resto — soluciones factoriales n.º 5, 7, 8, 9 y 10— se presentaban al menos un factor compuesto por un único ítem así como otros factores con índices de consistencia interna excesivamente bajos o, incluso, con valores negativos. Estos valores negativos reflejaban que, en algunos de los ítems inversos de la versión preliminar de la EADT, las respuestas de las víctimas correlacionaban positivamente con las respuestas al resto de ítems directos, cuando, debido a su carácter inverso, deberían haber presentado correlaciones negativas.
Tabla 2
El siguiente paso fue seleccionar, entre los restantes análisis factoriales de la tabla 2, aquellos cuya solución tuviera unos índices de consistencia interna (a) elevados utilizando el menor número de ítems y atendiendo a que el contenido de los ítems diese como resultado un factor homogéneo y psicológicamente interpretable. Los coeficientes alfa obtenidos por las escalas globales y las subescalas resultantes de los diferentes análisis factoriales se recogen en la tabla 2.
Con estas premisas, y siguiendo la numeración presentada en la tabla 2, se seleccionaron los análisis factoriales n.º 1, 4 y 6 por las razones que se exponen a continuación. Dentro de los dos análisis factoriales ajustados a tres factores, análisis n.º 1 y 2, se seleccionó, para su comparación, el análisis n.º 2, por ser el que menor número de ítems tenía (36), al mismo tiempo que presentaba índices de consistencia interna excelentes en la escala global y en dos de los factores. A pesar de todo, cabe destacar que los dos análisis factoriales ajustados a tres factores eran muy similares y quedaban representados por casi los mismos ítems. Dentro de los análisis factoriales ajustados a cuatro factores, análisis n.º 3 y 4, se seleccionó el n.º 4, ya que, aunque contenía un mayor número de ítems que el análisis n.º 3 (46 frente a 37), la escala global y tres de los factores mostraban una consistencia interna mayor. Por último, dentro de los análisis factoriales ajustados a cinco factores, análisis n.º 5 y 6, se seleccionó el análisis n.º 6, ya que el n.º 5 contenía un factor formado por un único ítem, desaconsejando su uso.
En la tabla 3 pueden verse las saturaciones de los ítems obtenidas en la matriz factorial rotada de las soluciones factoriales de 3, 4 y 5 factores obtenidas en los análisis n.º 1, 4 y 6, así como los ítems seleccionados para cada factor en cada solución factorial (resaltados en negrita).
Tabla 3
Tabla- 3 (II)
Tabla - 3 (III)
A la hora de decidir cuál de los tres análisis factoriales se utilizaría para seleccionar los ítems de la versión definitiva de la EADT, se tomó en consideración el contenido de los ítems que, en cada solución factorial, componían cada factor y su interpretabilidad psicológica. Así mismo, se dio más peso interpretativo a aquellos ítems cuyas saturaciones mostraban un valor mayor (en valor absoluto).
Las conclusiones que se pueden extraer del análisis del contenido de los ítems y de la interpretabilidad psicológica de la solución factorial de tres factores es que los ítems de cada uno de los factores expresan ideas bastante homogéneas entre sí, destacando las temáticas de irreversibilidad del daño y/o cronificación del malestar, visión negativa de la sociedad y del ser humano, y dicotomía bueno/malo, si bien este último factor solo estaba representado por dos ítems que, además, mostraban saturaciones bajas en el factor.
Por su parte, el análisis del contenido de los ítems y de la interpretabilidad psicológica de la solución factorial de cuatro factores indicaba que su primer factor abordaba la idea de que el mundo es un lugar hostil o peligroso, que su segundo factor reflejaba una visión negativa de la sociedad y del ser humano, que su tercer factor tenía que ver, predominantemente, con una idea rígida del bien y del mal, y que su cuarto factor trataba el tema de la cronificación del malestar o la irreversibilidad del daño sufrido.
Por último, el análisis del contenido de los ítems y de la interpretabilidad psicológica de la solución factorial de cinco factores indicaba que el primero y el tercer factor estaban relacionados con la idea de que el mundo es un lugar peligroso, que el segundo factor incluía ítems que reflejaban la idea de una visión negativa de la sociedad y del ser humano, y que el cuarto y el quinto factor abordaban la temática de la cronificación de los síntomas y la irreversibilidad del daño sufrido. Por tanto, en la solución factorial de cinco factores parecía que la misma temática era abordada en distintos factores, sin que se pudiera realizar una interpretación psicológica de esa diferenciación y de lo qué en particular estaba midiendo cada factor. Estos problemas de interpretación desaconsejaban utilizar esta solución de cinco factores para desarrollar la versión definitiva de la EADT.
Teniendo en cuenta esta información, se decidió optar por la solución factorial de cuatro factores debido a que: (1) las puntuaciones de la escala global y tres de las subescalas contaban con índices de fiabilidad altos (a > .80); (2) los ítems incluidos en cada factor eran bastante homogéneos en cuanto a las temáticas que abordaban, lo que facilitaba realizar un interpretación psicológica de la medida; (3) la solución factorial para tres factores contaba con un factor que incluía únicamente dos ítems con temáticas dispares, además de tener un índice de consistencia interna muy bajo (a = .079); (4) en la solución factorial para cinco factores aparecían las mismas temáticas abordadas en diferentes factores, y (5) cuatro era el número de factores que sugerían con mayor frecuencia los distintos procedimientos realizados para identificar los factores a extraer (véase la tabla 1).
Así pues, se escogió la solución factorial de cuatro factores, si bien una vez escogida fue sometida a variaciones con el objetivo de aumentar la fiabilidad, crear factores más homogéneos y potenciar sus propiedades psicométricas. La primera modificación realizada sobre la solución factorial de cuatro factores fue eliminar el factor 3, aquel que se componía de 7 ítems, pero cuya fiabilidad era de tan solo .192. La mayoría de los ítems de este factor (85.7%) estaban relacionados con la temática de la idea rígida del bien y del mal. Esta decisión se tomó con el fin de reducir los ítems de la versión definitiva de la EADT, eliminar los problemas de interpretación psicológica de la subescala y aumentar la fiabilidad de las puntuaciones de la escala total. Además, la baja consistencia interna del factor indicaba que no eran un buen instrumento de medida.
Los tres factores restantes fueron sometidos a modificaciones con el objetivo de aumentar la homogeneidad de las temáticas tratadas en cada factor, así como la consistencia interna de cada uno de ellos y de la escala global. Del factor 1, aquel cuyos 18 ítems abordaban la temática de que el mundo era un lugar hostil y peligroso, se eliminaron 8 ítems (los ítems 14, 16, 20, 39, 53, 68, 74 y 83) y se añadieron 3 ítems (los ítems 52, 66, 73), aquellos cuyas saturaciones en el ítem estaban por encima de .40, independientemente de que tuvieran saturaciones por encima de .30 en el resto de los factores. Este cambio logró que la temática del factor fuese más homogénea, al tiempo que se acortaba la escala, sin que esto tuviera un gran impacto en la fiabilidad (varió de .882 a .873). Del factor 2, aquel cuyos 9 ítems abordaban la temática de la visión negativa de la sociedad y el ser humano, se eliminó únicamente un ítem (el ítem 65), lo cual incluso aumentó de forma mínima la fiabilidad (varió de .854 a .856). Por último, del factor 4, cuyos 13 ítems trataban sobre la cronificación de la sintomatología y la irreversibilidad del daño sufrido, se eliminaron 3 ítems (los ítems 2, 7 y 13) y se incluyeron 3 ítems (los ítems 8, 9 y 27), aquellos que, al igual que en el factor 1, tenían saturaciones por encima de .40 en el factor 4, independientemente de que tuvieran saturaciones por encima de .30 en el resto de los factores. Con estos cambios se consiguió dar más homogeneidad al factor, facilitar su interpretación psicológica y aumentar la consistencia interna de .831 a .873.
Con estas modificaciones, la versión definitiva de la EADT quedó compuesta por un total de 34 ítems que se distribuían en tres factores o subescalas: factor 1 de “mundo peligroso”, formado por 13 ítems; factor 2 de “visión negativa de la sociedad y del ser humano”, formado por 8 ítems, y factor 3 de “cronificación del malestar”, formado por 13 ítems (véase la tabla 4).
Análisis factorial y de la fiabilidad finales
En la tabla 4 se presenta la matriz factorial rotada obtenida tras analizar los 34 ítems de la versión definitiva de la EADT extrayendo tres factores de la matriz de correlaciones policóricas. Como puede observarse en dicha tabla y como cabría esperar tras los resultados de los análisis iniciales, la solución de tres factores presentaba, en general, un buen ajuste, de manera que 27 de sus 34 ítems presentaban saturaciones = .40 en su correspondiente factor y saturaciones < .30 en los restantes factores. De los siete ítems restantes (ninguno perteneciente al factor 2), tres tenían saturaciones significativas en otros factores distintos, pero mostraban una saturación más elevada en el factor correspondiente, por lo que tan solo cuatro presentaban índices factoriales pobres (los ítems 10, 18, 27 y, sobre todo, el ítem 7).
Es más, la bondad de ajuste a los datos de la solución de tres factores de la EADT final de 34 ítems también quedaba reflejado en el índice de bondad de ajuste (GFI) y en la raíz cuadrática media residual (RMSR) que ofrecía el programa FACTOR, ya que en ambos casos sus valores, .982 y 0.0539, respectivamente, superaban los estándares habituales que indican un buen ajuste: GFI = .95 y RMSR < criterio de Kelley, criterio que, para los datos del presente estudio, era 0.063.
Tabla 4
Los coeficientes alfa y omega de fiabilidad de consistencia que se obtuvieron fueron de .873 y .869, respectivamente, para las puntuaciones de la subescala de mundo peligroso (factor 1), de .856 y .857, respectivamente, para las de la subescala de visión negativa de la sociedad y del ser humano (factor 2), de .873 y .871, respectivamente, para las de la subescala de cronificación del malestar (factor 3), y de .929 y .927, respectivamente, para las de la escala global de la EADT, todos ellos superiores al valor de .85 que se considera excelente según los estándares habituales para la consistencia interna (Prieto y Muñiz, 2000).
De forma consistente con estos resultados, los IH de las puntuaciones de los ítems de la EADT mostraban valores superiores a .30 y estadísticamente significativos tanto en relación con la puntuación de la escala global como en relación con la puntuación de su subescala correspondiente. Es más, las puntuaciones de 24 de los 34 ítems presentaban IH con su subescala correspondientes iguales o superiores a .50, mientras que las puntuaciones de los 10 ítems restantes presentaban IH iguales o superiores a .40.
Por otro lado, y tal y como puede observarse en la tabla 5, las puntuaciones de las tres subescalas correlacionaban entre sí de forma significativa y con magnitudes moderadas o grandes que oscilaban entre .40 y .65, lo que indicaba que los tres factores de la EADT estaban estrechamente relacionados. La magnitud de estas correlaciones y el hecho de que las correlaciones de las tres subescalas con la escala global fueran también significativas y superiores a .70 (entre .73 y .89), validarían la interpretación de la puntuación total de la escala global de la EADT como una medida global de actitudes disfuncionales traumáticas.
Tabla 5
Análisis de las relaciones con otros constructos conceptualmente relacionados
Como puede observarse en la tabla 6, tanto las puntuaciones de la escala global de la EADT como las de sus subescalas de mundo peligroso y de cronificación del malestar mostraron correlaciones estadísticamente significativas y moderadas o grandes con todas las medidas de estrés postraumático, depresión y actitudes disfuncionales depresivas tomadas en el presente estudio (PCL-S, BDI-II y DAS-R, respectivamente), mientras que la puntuación de la subescala de visión negativa del ser humano, aunque también mostró correlaciones significativas con todas esas medidas, tales correlaciones tan solo fueron superiores a .30, que se considera una tamaño del efecto moderado según los estándares habituales (Cohen, 1988), en el caso de la puntuación global y de la puntuación de perfeccionismo de la medida de actitudes disfuncionales depresivas (DAS-R).
Tabla 6
Dada la elevada relación teórica y empírica que existe entre el TEPT y la depresión, relación que en este estudio se reflejó en una correlación significativa de tamaño muy grande entre la PCL-S y el BDI-II de r(128) = .847, p < .001, se examinaron las relaciones de las medidas de la EADT con la medida de síntomas de TEPT controlando el efecto de la medida de depresión y viceversa.
Las correlaciones parciales entre las medidas de la EADT y la medida de sintomatología de estrés postraumático (PCL-S), tras controlar el efecto de la medida de sintomatología depresiva (BDI-II), no relevaron relaciones estadísticamente significativas del estrés postraumático ni con la subescala de mundo peligroso, r(123) = .118, p = .188, ni con la subescala de visión negativa de la sociedad y del ser humano, r(123) = -.006, p = .951, pero, en cambio, sí revelaron relaciones estadísticamente significativas para la escala global, r(123) = .172, p < .05, y la subescala de cronificación del malestar, r(123) = .275, p < .002, alcanzando casi un tamaño del efecto medio en el caso de esta última.
Por su parte, tras controlar el efecto de la medida de estrés postraumático (PCL-S), las correlaciones parciales de la medida de depresión (BDI-II) con las medidas de la EADT no fueron estadísticamente significativas para la subescala de visión negativa de la sociedad y del ser humano, r(123) = .154, p = .087, ni para la subescala de cronificación del malestar, r(123) = .064, p = .478, ni para la escala global, r(123) = .161, p = .073, pero sí para la subescala de mundo peligroso, r(123) = .201, p < .024.
Análisis de la diferenciación de grupos contrastados
Las medias y desviaciones típicas en la EADT para los tres grupos clínicos de víctimas formados —con TEPT, con otros trastornos emocionales y sin trastornos— se recogen en la tabla 7. Los resultados de los ANCOVA revelaron que, controlando el sexo y la edad, el grupo clínico mostró un efecto estadísticamente significativo sobre todas las medidas de la EADT (todas las pruebas F fueron significativas con p < ,001), salvo para la subescala de visión negativa de la sociedad y del ser humano. Es más, en el caso de la escala global y de la subescala de cronificación del malestar, los tamaños del efecto del grupo fueron grandes (?p2 = .151 y .22, respectivamente, ambos mayores de .1379 que se considera un tamaño del efecto grande; Cohen, 1988), mientras que, en la subescala de mundo peligroso, el efecto fue medio (?p2 = .10).
Las posteriores comparaciones entre pares de grupos con pruebas de Bonferroni revelaron resultados semejantes para la escala global y para las subescalas de cronificación del malestar y de mundo peligroso (véase la tabla 6): el grupo de víctimas con TEPT y el grupo de víctimas con otros trastornos emocionales mostraron puntuaciones significativamente más elevadas en esas medidas de la EADT que las víctimas sin trastorno, mientras que no se encontraron diferencias significativas entre los dos grupos con trastornos emocionales (TEPT y otros trastornos).
Tabla 7
DISCUSIÓN
El objetivo del presente trabajo era desarrollar un instrumento de autoinforme de aplicación sencilla capaz de medir las actitudes disfuncionales traumáticas de las víctimas del terrorismo, instrumento que se ha llamado Escala de Actitudes Disfuncionales Traumáticas (EADT). Para la elaboración de sus ítems, se analizó un número elevado de horas de grabaciones de sesiones de TCC-TC con víctimas del terrorismo que sufrían TEPT y, tras un análisis detallado del contenido y la inteligibilidad de esos ítems por grupos de psicólogos, se creó una versión inicial de la EADT de 84 ítems. Esta versión fue depurada en función de los resultados de una serie de análisis factoriales y de fiabilidad de consistencia interna muy exhaustivos, cuyos resultados dieron lugar a una versión final de la EADT compuesta por 34 ítems que permiten obtener una puntuación global en actitudes disfuncionales traumáticas y puntuaciones en tres tipos de actitudes disfuncionales traumáticas: relacionadas con la idea de un mundo peligroso (subescala de mundo peligroso, formada por 13 ítems); relacionadas con una visión negativa de la sociedad y del ser humano (subescala de visión negativa de la sociedad y del ser humano, formada por 8 ítems), y relacionadas con la idea de la cronificación del malestar (subescala de cronificación del malestar, formada por 13 ítems).
Dado el método utilizado para desarrollar la escala —análisis de las sesiones de una terapia de corte cognitivo con víctimas del terrorismo que padecen TEPT— y los factores encontrados en el análisis factorial, factores que están muy en consonancia con los propuestos por los modelos cognitivos y los instrumentos de cogniciones del TEPT, se podría concluir que todos los ítems de la EADT expresan actitudes o creencias susceptibles de ser desarrolladas por víctimas del terrorismo.
Además, las ideas de amenaza constante (reflejadas en el factor 1 de mundo peligroso de la EADT) son ideas fundamentales en los modelos cognitivos del TEPT (Brewin et al., 1996; Ehlers y Clark, 2000; Foa y Kozak, 1986; Foa y Riggs, 1993; Foa y Rothbaum, 1998). Según estos modelos, y con los matices propios de cada uno de ellos, sufrir un evento traumático tiene el potencial para que un gran número de estímulos neutros presentes en la situación traumática sean procesados como estímulos amenazantes, con lo que la aparición de estos estímulos en la vida normal de una persona con TEPT activará estas amenazas y, con ellas, la sensación de que el mundo es un lugar peligroso. Además, tras sufrir el acontecimiento traumático, las creencias previas sobre el mundo que tenía la persona tienden a cambiar para seguir siendo congruentes con la información que viene del exterior, con lo que la propia percepción de amenaza, aunque sesgada, cambiará el sistema de creencias de la persona que ha sido víctima, por ejemplo, de un atentado terrorista.
Por otro lado, la idea de cronificación del malestar psicológico (factor 3 de cronificación del malestar de la EADT) también es postulada o deducida por los modelos cognitivos del TEPT (Brewin et al., 1996; Ehlers y Clark, 2000; Foa y Kozak, 1986; Foa y Riggs, 1993; Foa y Rothbaum, 1998). Una de las respuestas fundamentales que emite la persona con TEPT cuando sus “mapas”, “redes” o “esquemas” cognitivos se activan por la presencia de algún estímulo relevante, provocando respuestas emocionales intensas, es la evitación de estos estímulos y la evitación de los recuerdos y emociones asociadas, con lo que el procesamiento cognitivo y emocional del evento traumático queda interrumpido y se mantiene el trastorno. Dado este funcionamiento, cabría esperar que una de las creencias que desarrollan las víctimas del terrorismo con TEPT es la idea de que el cambio psicológico negativo producido por el atentado tiene un curso crónico, de imposible resolución.
Por su parte, el factor relativo a la visión negativa de la sociedad y del ser humano (factor 3 de visión negativa de la sociedad y del mundo de la EADT) no encuentra tanta relevancia ni en los modelos cognitivos del TEPT ni en los factores arrojados por otros instrumentos aplicables a personas que padecen TEPT por otro tipo de acontecimientos traumáticos. Una posible explicación para este hecho tiene que ver con la propia situación vivida por las víctimas del terrorismo de España, a partir de las cuales surge la EADT. Si bien se puede considerar que una gran cantidad de eventos pueden considerarse traumáticos, la implicación o el papel de la sociedad y del ser humano en ellos difiere mucho entre unos eventos y otros, produciéndose grandes diferencias entre acontecimientos traumáticos de índole natural (terremotos, inundaciones, riadas, incendios no provocados, etc.), accidentes donde la mano del hombre desempeña un rol más o menos activo y acontecimientos donde el ser humano tiene la intención explícita de producir un daño a la víctima, lo que generará más creencias negativas en esta en lo que se refiere a la bondad/maldad del ser humano. A este respecto, uno de los acontecimientos traumáticos en los que el hombre y la sociedad desempeñan un rol fundamental es el que tiene que ver con los atentados terroristas. En los atentados existe la intencionalidad clara de los terroristas de provocar un daño grave a un grupo de personas, aunque el objetivo de los terroristas no es en ningún caso la víctima directa, sino el conjunto de la sociedad a la que ataca. Estas características pueden explicar por qué en el caso de las víctimas del terrorismo se destaca como creencia relevante la visión negativa de la sociedad y del ser humano, más aún en un país como España cuya sociedad, durante años, apenas dio visibilidad y apoyo (social, psicológico, económico, legal) al colectivo de víctimas (López Romo, 2015).
Un hecho que sorprende, dada la importancia otorgada por los modelos cognitivos y por los hallazgos de otros instrumentos, es la ausencia de un factor relacionado con la culpa, aunque en los ítems de la versión preliminar de 84 ítems de la EADT se reflejaba dicha idea. De nuevo, una explicación posible la encontramos en la propia idiosincrasia del colectivo de víctimas del terrorismo. Si bien la culpa en este colectivo es un aspecto fundamental, al igual que sucede en otros colectivos de víctimas, parece menos extendida en la sociedad la idea de que la propia víctima de un atentado terrorista pueda tener algo de responsabilidad en dicho suceso o en sus consecuencias.
No obstante, la literatura científica sobre la elaboración de escalas de actitudes y creencias disfuncionales relacionadas con el TEPT o con otros trastornos y problemas clínicos como, por ejemplo, la depresión, los problemas de ira-agresión o los trastornos de personalidad, demuestran de manera bastante habitual las dificultades en desarrollar un instrumento que mida tales actitudes a partir de los procedimientos psicométricos habituales, ya que esas actitudes y creencias suelen presentar relaciones muy complejas y su estructura factorial es, a su vez, muy compleja e inconsistente, dando lugar a soluciones factoriales muy distintas en los estudios, soluciones que frecuentemente presentan índices de validez no tan buenos como sería deseable (Magán Uceda, 2010; Moore et al., 2014; Oei y Baranoff, 2007; Pérez-Sales et al., 2012; Sanz y Vázquez, 1993).
En cualquier caso, aunque en este estudio no se ha podido identificar un grupo de actitudes disfuncionales relacionadas con la culpabilidad que sean lo suficientemente sólidas y compartidas por las víctimas del terrorismo como para emerger en los análisis factoriales y de fiabilidad realizados sobre la versión inicial de la EADT y, por lo tanto, para llegar a formar parte de su versión final, esta última parece proporcionar medidas con índices buenos de fiabilidad y validez de un número importante de actitudes disfuncionales traumáticas que suelen presentar las víctimas del terrorismo.
En esta dirección apuntarían los resultados de los análisis factoriales, de fiabilidad, de las relaciones con otras variables conceptualmente relacionadas y de diferenciación de grupos contrastados realizados con la versión final de la EADT, ya que tales resultados indican que la EADT presenta: a) una estructura de tres factores correlacionados con buenos índices de ajuste y que sustenta la validez de las puntuaciones de las subescalas y de la escala global de la EADT; b) unos índices de fiabilidad de consistencia interna de las puntuaciones de todas las subescalas de la EADT y de su escala global que pueden considerarse excelentes (a y ? = .85), al igual que unos buenos índices de consistencia interna (IH) de las puntuaciones de todos sus ítems; c) correlaciones significativas de todas las subescalas de la EADT y de su escala global con medidas de constructos estrechamente relacionados, en concreto, con TEPT, depresión y actitudes disfuncionales depresivas, correlaciones que en la mayoría de los casos alcanzaban tamaños del efecto moderados o grandes, y d) una buena capacidad de todas sus puntuaciones, excepto la de la subescala visión negativa de la sociedad y del ser humano, para discriminar significativamente y con tamaños del efecto moderado o grandes (rango de las ?p2 entre .10 y .22) entre víctimas con trastornos emocionales (TEPT, trastornos depresivos o trastornos de ansiedad) y víctimas sin trastornos.
Es cierto, por otra parte, que las medidas de la EADT no parecen discriminar adecuadamente entre TEPT y depresión, ya que, por un lado, no se encontraron diferencias significativas en sus puntuaciones entre las víctimas con TEPT y las víctimas con otros trastornos emocionales (depresión o ansiedad) y, por otro lado, sus puntuaciones correlacionaban de forma parecida con las medidas de TEPT que con las medidas de depresión, incluso cuando se examinaron esas relaciones controlando la depresión o el TEPT, respectivamente, es decir, controlando el efecto del otro constructo psicopatológico. Aunque estos resultados podrían apuntar a problemas de validez por parte de las medidas de la EADT, ya que, supuestamente, las actitudes disfuncionales que mide se consideran especialmente relevantes para el TEPT, es importante recordar el gran solapamiento que existe entre los constructos de TEPT y depresión y las dificultades para distinguirlos y separar sus efectos (Byllesby et al., 2017; Elhai et al., 2011; Rytwinski et al., 2013). De hecho, en el presente estudio se encontró una correlación muy alta entre la medida de síntomas de TEPT (PCL-S) y la medida de síntomas de depresión (BDI-II), lo cual replica un resultado muy habitual en la literatura científica, ya que las correlaciones entre las medidas mejor validadas de TEPT y las medidas de depresión suelen encontrarse entre .60 y .80 (Elhai et al., 2011). En la misma dirección, los resultados del metaanálisis de Rytwinski et al. (2013) indican que el 52% de las personas que sufren TEPT padecen también simultáneamente un trastorno depresivo mayor. Por tanto, cabría plantear que los resultados aquí encontrados respecto a la relación de las actitudes disfuncionales traumáticas medidas por la EADT con los constructos de TEPT y depresión o bien subrayan los problemas de validez de los propios constructos de TEPT y depresión, más que los problemas de validez de las medidas de la EADT, o bien apoyarían la propia validez de las medidas de la EADT, ya que, en la medida que dichos constructos emocionales están íntimamente ligados, sería previsible que estuvieran ambos igualmente relacionados con las actitudes disfuncionales traumáticas.
De hecho, esta última relación apuntaría a un problema habitual en la literatura científica sobre los efectos psicológicos de los acontecimientos traumáticos: la excesiva importancia otorgada al TEPT en detrimento de otros trastornos y problemas psicológicos que también suelen aparecer tras vivir una experiencia traumática, entre los cuales, los síntomas y trastornos depresivos ocupan una posición prominente por su elevada prevalencia (Sanz y García-Vera, en prensa).
En conclusión, dado los resultados del presente estudio y hasta que los mismos se repliquen en nuevas investigaciones, la EADT debería considerarse una medida de las actitudes disfuncionales que pueden experimentar las víctimas de una situación traumática como es un atentado terrorista, no necesariamente una medida de las actitudes disfuncionales específicamente relacionadas con el TEPT, pero no comunes a otros trastornos emocionales que pueden sufrir las víctimas del terrorismo.
Esta última conclusión, como las demás que se han presentado líneas atrás, deben tomarse con las debidas precauciones que resultan de las limitaciones del presente estudio, entre las cuales, las principales están relacionadas con las características específicas de la muestra de víctimas del terrorismo que participó en este estudio. En primer lugar, la muestra de víctimas se obtuvo a partir de los asociados a la AVT que, aunque es la asociación nacional con mayor número de afectados por el terrorismo, deja fuera de este estudio a todas aquellas víctimas no asociadas. Además, aunque la muestra era bastante heterogénea en cuanto a las características generales de los atentados sufridos, una gran mayoría de ellas habían sido víctimas de la banda terrorista ETA, con las implicaciones socioculturales que ello tiene, en especial aquellas víctimas que sufrieron atentados en los años 70-80, una época en la que la solidaridad y el apoyo hacia las víctimas por la mayor parte de la sociedad española eran muy escasos o incluso nulos. Siendo la EADT un instrumento que mide las actitudes disfuncionales traumáticas, cabría esperar que el entorno sociocultural de los afectados tuviera su impacto en el diseño, desarrollo y factorización de la escala. Así mismo, dada la importancia del contexto sociocultural en la formación de las creencias y actitudes, la generalización de los resultados a las víctimas del terrorismo de otras poblaciones o culturas diferentes puede no estar exenta de problemas, aunque el hecho de que el PTCI (Foa et al., 1999), un inventario de pensamientos negativos relacionados con acontecimientos traumáticos, esté validado en varios países con diferentes lenguas, apunta a la posibilidad de que la EADT pueda adaptarse de una forma satisfactoria para evaluar las actitudes disfuncionales de las víctimas del terrorismo de otras culturas.
Por otro lado, investigaciones futuras deberán replicar las propiedades psicométricas de las medidas que ofrece la EADT en nuevas muestras españolas de víctimas del terrorismo y ampliar las propiedades psicométricas a examinar, entre las cuales una que parece muy importante es examinar la invarianza de la medida en distintos grupos de víctimas que difieran en variables como el género, la edad, el tipo de atentado o el daño físico experimentado. Es más, sería conveniente que la investigación futura de esas otras propiedades psicométricas siguiera las recomendaciones de las guías elaboradas para la evaluación de instrumentos o para su desarrollo y análisis psicométrico como, por ejemplo, las guías COSMIN (2020) o el modelo para evaluar la calidad de los tests de la Comisión de Tests del Consejo General de la Psicología de España (Prieto y Muñiz, 2000; Hernández et al., 2016).
Estos análisis permitirán valorar más sólidamente la idoneidad de la escala para: a) identificar las creencias y actitudes disfuncionales traumáticas; b) valorar la eficacia de los tratamientos que buscan producir un cambio cognitivo profundo; c) evaluar si realmente las creencias y actitudes son un elemento de vulnerabilidad para los trastornos emocionales, como así afirman los modelos cognitivos; d) medir durante la terapia si las actitudes, y no solo los pensamientos o productos cognitivos, han cambiado, para así, una vez modificados los factores de vulnerabilidad, poder dar por finalizado el tratamiento, o e) evaluar la rigidez y resistencia de las actitudes disfuncionales traumáticas al cambio terapéutico.
Agradecimientos
Esta investigación ha sido en parte posible gracias a una ayuda del Ministerio de Ciencia, Innovación y Universidades (ref. PGC2018-098387-B-I00) y a contratos de investigación con la Asociación Víctimas del Terrorismo (AVT).
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