Vol 2. Núm 6. 2014
ESTRUCTURA FACTORIAL, CONFIABILIDAD Y VALIDEZ DEL INVENTARIO DE SUPRESIÓN DEL OSO BLANCO EN ADULTOS CUBANOS
Boris C. Rodríguez Martín, Osana Molerio Pérez, Lesnay Martínez Rodríguez, Claudia L. González Paneca, y Sandra M. Navarro Otero Facultad de Psicología. Universidad Central de Las Villas. “Marta Abreu”.
Resumen
El presente trabajo se propuso como objetivo llevar a cabo la validación del Inventario de Supresión del Oso Blanco (White Bear Suppression Inventory) para adultos cubanos. Novecientas cuarenta personas de la población general completaron los siguientes instrumentos: Inventario de Supresión del Oso Blanco, Inventario de Respuestas y Situaciones de ansiedad y el Inventario de Depresión de Beck. Los resultados del Análisis Factorial Exploratorio revelaron el ajuste a un solo factor que explicó el 51,76% de la varianza acumulada. La consistencia interna obtenida fue excelente, así como la estabilidad temporal transcurridas tres semanas. De igual forma se obtuvieron correlaciones altamente significativas para todos los indicadores de ansiedad y depresión establecidos. Como conclusión puede afirmarse que el Inventario de Supresión del Oso Blanco es un instrumento con excelentes indicadores de validez y confiabilidad.
Abstract
This paper introduces the validation of the Cuban adaptation of the White Bear Suppression Inventory. A sample of nine hundred forty adults from the general population completed the following tests: White Bear Suppression Inventory, Beck Depression Inventory and Inventory of Responses and Situations of Anxiety. The Exploratory Factor Analysis supported a single factor s solution, accounting for 51.71% of the cumulative variance. Both internal consistency reliability and test-retest reliability showed adequate homogeneity, sound consistency, and stability over time. Anxiety and depression also showed significant correlations with WBSI’s scores. To conclude, the White Bear Suppression Inventory revealed a single factor structure with excellent levels of reliability and validity.
Palabras claves
Inventario de Supresión del Oso Blanco; Análisis Factorial Exploratorio; confiabilidad; validez, White Bear Suppression Inventory, Exploratory Factor Analysis; Reliability; Validity

Introducción
El estudio de la supresión de pensamientos reviste gran relevancia en la comprensión de la génesis, desarrollo y mantenimiento de determinadas dificultades y alteraciones psicopatológicas que experimentan las personas en su vida cotidiana (Aldao, Nolen-Hoeksema & Schweizer, 2010; Magee, Harden & Teachman, 2012; Rodríguez-Martín, Cárdenas-Rodríguez & Molerio-Pérez, 2012). Desde el estudio pionero del Oso Blanco (Wegner, Schneider, Carter & White, 1987), se hizo necesario el diseño y validación de instrumentos de evaluación que permitan medir las diferencias individuales en la utilización de la supresión de pensamientos (SU), así como de los pensamientos intrusos que la generan (PI). El instrumento más estudiado lo constituye el White Bear Suppression Inventory (WBSI) o Inventario de Supresión del Oso Blanco (Wegner & Zanakos, 1994).
Con relación a la estructura factorial del WBSI no existe consenso. En la validación inicial (Wegner & Zanakos, 1994) y versión holandesa del test (Muris, Merckelbach, & Horselenberg, 1996) se muestra una estructura unifactorial. Estudios posteriores revelaron estructuras de dos (González-Rodríguez, Avero-Delgado, Rovella, & Cubas-León, 2008; Höping & de Jong-Meyer, 2003; Rassin, 2003) y hasta tres factores (Blumberg, 2000). A su vez, la estructura de dos factores (PI y SU) fue corroborada para una amplia muestra de adultos mayores en Cuba, aunque con saturaciones similares para ambos factores en numerosos ítems (Rodríguez-Martín, 2010).
Los PI son aquellos que penetran en nuestra conciencia de forma repentina e involuntaria y son vivenciados como molestos y difíciles de controlar (Najmi, Riemann, & Wegner, 2009). Se plantea que la mayor parte de la población general puede llegar a experimentarlos (Berry, May, Andrade, & Kavanagh, 2010) pero la mayoría de estos desaparecen rápidamente causando solo leves molestias al individuo (Luciano, 2007).
Una de las estrategias cognitivas más utilizada para el control de los PI, lo constituye tratar de no pensar de forma consciente sobre ellos, o sea, suprimirlos (Wegner & Erskine, 2003). La SU por su parte, es una estrategia cognitiva que tiene como fin la regulación emocional (Aldao & Nolen-Hoeksema, 2010), pero se la considera desadaptativa (Aldao et al, 2010) dada su falta de efectividad (Najmi et al, 2010), que puede ser explicada por la teoría de los procesos irónicos (Wegner, 1994, 1997).
En la actualidad existen numerosos instrumentos relacionados, diseñados para evaluar: las estrategias para el control de pensamientos (Wells & Davies, 1994); la habilidad para llevarlo a cabo exitosamente (Luciano, Algarabel, Tomás, & Martínez, 2005); las reacciones conductuales y emocionales a estos (Berry et al, 2010), la supresión de aquellos pensamientos referidos a la comida (Barnes, Fisak, & Tantleff-Dunn, 2009; Barnes & White, 2010) o sobre fumar (Nosen & Woody, 2013).
En la realización del citado Análisis Factorial Exploratorio en adultos mayores cubanos (Rodríguez-Martín, 2010), las saturaciones similares para cinco de los ítems reveló una estructura bifactorial ambigua. Ante este hecho, se prefirió analizar la confiabilidad de una agrupación similar obtenida mediante Análisis Factorial Confirmatorio de todas las estructuras factoriales referidas por la literatura científica (Luciano et al, 2006).
Sin embargo, la imposibilidad de ubicar cada uno de estos cinco ítems referidos a un factor específico lleva a la realización de diversas interrogantes: ¿Estos resultados solo se muestran en adultos mayores o pueden generalizarse a la población general? ¿Podrían constituir las diferencias de edad y género un factor a considerar para el análisis de los resultados de la prueba? ¿Cómo se comporta la estabilidad temporal de la prueba en la población cubana? ¿Qué relación se establece entre la ansiedad, la depresión y la SU?
Para dar respuesta a las interrogantes planteadas, la presente investigación se plantea el siguiente objetivo general: Analizar la estructura factorial, confiabilidad y validez concurrente del WBSI para una muestra de la población general en Cuba.
Métodos
Participantes
En la investigación colaboraron 940 participantes, procedentes de cinco provincias del país: Camagüey (241/26.1%); Ciego de Ávila (100/10,6%); Sancti Spiritus (297/31,6%); Villa Clara (200/21,3%) y Cienfuegos (98/10,4%). Del total evaluado 468 (49,8%) eran mujeres y 472 (50,2%) hombres, con una media de 45,49 (DE=16.01 y Rango: 18-80) años de edad. Con relación al estado civil, predominaron los casados (553/58,8%) y solteros (260/27,7%) y en menor medida los divorciados (76/8,1%) y viudos (51/5,4%). Los niveles de educación de mayor agrupación fueron medio (439/46,7%) y superior (315/33,5%), seguido de secundaria (175/18,6%) y primaria (11/1,2%). La mayor parte (568/60,4%) no refirió quejas de malestar físico o enfermedades médicas diagnosticadas. El resto presentó diagnósticos diversos, donde predominó la hipertensión arterial (131/13,9%), el asma bronquial (54/5,4%) y la diabetes mellitus (44/4,7%). Como criterio de exclusión fundamental se estableció la presencia de alteraciones psicopatológicas diagnosticadas.
Materiales
Inventario de Supresión del Oso Blanco (WBSI)
Este inventario fue desarrollado por Wegner y Zanakos (1994), compuesto por 15 ítems para evaluar las diferencias individuales en el uso de la SU. Los ítems fueron respondidos utilizando una escala de tipo Likert (desde 1=“completamente en desacuerdo”, hasta 5=“completamente de acuerdo”). La sumatoria de dichos ítems indica que, mientras mayor es la puntuación, mayor es la tendencia al uso de la SU.
Inventario de Situaciones y Respuestas de Ansiedad (ISRA-B).
Se utilizó de la versión validada para la población cubana (Molerio, Nieves, Otero, & Casas, 2004), compuesta por 46 ítems distribuidos en dos escalas: respuestas (R) y situaciones (S). R abarca los primeros 24 ítems que tributan a tres sub-escalas: cognitiva, fisiológica y motora; con las que se calcula el rasgo. Estos ítems fueron respondidos utilizando una escala de tipo Likert (desde 0=“casi nunca”, hasta 4=“casi siempre”). S abarca los 22 ítems restantes y está dirigida a evaluar con qué intensidad cada una de las situaciones mencionadas genera nerviosismo o tensión y se divide a su vez en: de evaluación, interpersonales, fóbicas y cotidianas. Los ítems de S se respondieron atendiendo igual escalamiento con diferente codificación (desde 0=“nada”, hasta 4=“muchísimo”).
Inventario de Depresión de Beck (BDI)
Este inventario fue creado por Aaron Beck en 1978 (Beck, Rush, Shaw & Emery, 2005) y ha mostrado una gran utilidad para medir la existencia y profundidad de la depresión (D). Consta de 21 ítems, compuestos por afirmaciones que se corresponden a los grados de profundidad de los síntomas que acompañan la depresión. Se realiza la sumatoria de dichos ítems y se interpreta por rangos. Para los objetivos trazados en la presente investigación solo se utilizaron los puntajes totales directos.
Procedimientos
Para llevar a cabo el estudio, se entrenó a un grupo de estudiantes de psicología para la aplicación de esta batería de pruebas como una tarea añadida en el período de sus Prácticas de Producción. Se realizó la vinculación de estos a las áreas de salud de sus propios municipios de residencia bajo la asesoría de un psicólogo, previa coordinación con la dirección del policlínico correspondiente. Se trabajó en la propia área de salud de residencia del estudiante, donde se notificó a los potenciales participantes mediante visita al hogar, los objetivos del estudio y se les pidió su consentimiento para participar. Una vez obtenido este, retorna el estudiante al consultorio médico para revisar la historia clínica y garantizar el cumplimiento de los criterios de inclusión. Se citó a los participantes para la aplicación de las pruebas psicológicas. Los participantes que cumplieron con los criterios de inclusión y ofrecieron su consentimiento informado pero no acudieron a las actividades de evaluación programadas fueron excluidos del estudio. Por último, se les orientó regresar transcurridas tres semanas para realizar una nueva evaluación.
Análisis estadístico
El análisis de los datos fue llevado a cabo mediante el SPSS/Windows, versión 18.0. El Análisis Factorial Exploratorio (EFA) fue realizado siguiendo el procedimiento de Análisis de Componentes Principales con rotación oblicua (Promax, κ=4), dado que era posible una correlación entre factores. Se utilizaron el Cálculo de Adecuación Muestral de Kaiser-Meyer-Olkin y el Test de Esfericidad de Bartlett para comprobar que la muestra cumpliera los requisitos para la realización de un EFA.
Adicionalmente fue ejecutado un Análisis Factorial Confirmatorio (AMOS, versión 18.0) para comprobar la estructura de dos factores propuesta para los adultos mayores cubanos (Rodríguez-Martín, 2010). El índice de ajuste a los modelos se realizó atendiendo a los valores del Error Cuadrático Medio de Aproximación por Grados de Libertad (RMSEA) y los índices NFI, GFI y TLC (Bentler, 1990; Bentler & Bonett, 1980; Marsh, Balla & McDonald, 1988; Steiger, 1990). Para los índices NFI, GFI y TLI los valores oscilan entre 0-1 y aquellos cercanos a 1 son considerados como un ajuste adecuado (Byrne, 1989; Mulaik et al, 1989). Con respecto al RMSEA, valores inferiores a 0.8 son considerados como un ajuste adecuado (Browne & Cudeck, 1993).
La consistencia interna de la prueba fue calculada mediante el Alfa de Cronbach (α) y los criterios de estabilidad temporal y validez concurrente se calcularon mediante el coeficiente de correlación de Pearson (r). Fue necesario evaluar la influencia de edad, género e interacción sobre las puntuaciones totales del WBSI, mediante ANOVA (GLM). El tamaño del efecto fue evaluado con Eta-cuadrado parcial (η2), estimando como puntos de corte los valores propuestos por Cohen (Sink & Mvududu, 2010): η2>.01, .06 y .14 para efectos pequeños, medianos y grandes, respectivamente.
Resultados
Estructura factorial del WBSI
Tanto el Cálculo de Adecuación Muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO=.96)como el Test de Esfericidad de Bartlett (² (105)=7863.684, p<.001) revelaron que la muestra cumplía los criterios para llevar a cabo un EFA.
Los resultados obtenidos mediante el EFA (Tabla 1) mostraron una estructura de un solo factor para la población general, con altas saturaciones para todos los ítems. Las comunalidades mostraron elevados valores tras la extracción, con la excepción del primer ítem (“Hay cosas en las que prefiero no pensar”: Comunalidad<.3), cuestión que resultó indicador de un pobre ajuste del ítem para evaluar la SU. De forma general los resultados avalaron la estructura de un solo factor, originalmente propuesta para la prueba (Muris et al, 1996; Wegner & Zanakos, 1994).

ÍTEM

Factor

Comunalidades

1. Hay cosas en las que prefiero no pensar

.455

.207

2. Algunas veces me pregunto por qué tengo los pensamientos que tengo

.714

.510

3. Tengo pensamientos que no puedo parar

.750

.563

4. Hay imágenes que vienen a mi cabeza que no puedo eliminar

.753

.567

5. Mis pensamientos vuelven normalmente sobre la misma idea

.666

.444

6. Ojalá pudiera dejar de pensar en ciertas cosas

.789

.622

7. Algunas veces mi mente va tan rápida que desearía poder detenerla

.668

.447

8. Siempre intento apartar los problemas de mi mente

.575

.330

9. Hay pensamientos que constantemente vienen a mi cabeza

.814

.662

10. Paso mucho tiempo intentando que los pensamientos no se introduzcan en mi mente

.787

.620

11. Hay pensamientos que constantemente vienen a mi cabeza

.838

.702

12. Algunas veces me gustaría de verdad poder dejar de pensar

.710

.505

13. A menudo hago cosas para distraerme de mis pensamientos

.726

.527

14. Tengo pensamientos que intento evitar

.799

.639

15. Tengo muchos pensamientos que no se los cuento a nadie

.649

.422

 

Autovalor

7.76

 

 

Varianza Explicada

51.76

 

 

Tabla 1. Matriz de factores y comunalidades de los ítems del WBSI (N= 940).

Igualmente la estructura propuesta por Luciano et al (2006, PI, ítems, 2-7, 9 y 15 y SU, ítems 1, 8, 10-14) arrojó adecuados índices de ajuste, tomando en consideración los resultados del Análisis Factorial Confirmatorio aplicado: CFI=.939; GFI=.922; TLI=.928 y RMSEA=.076.
Consistencia Interna
Los resultados obtenidos mediante el cálculo del Alfa de Cronbach (α) mostraron una excelente consistencia interna para la estructura unifactorial de la prueba (αWBSI=.93). Se decidió además, calcular los valores de α para la estructura bifactorial analizada en adultos mayores (Luciano et al, 2006; Rodríguez-Martín, 2010), dado los excelentes valores de ajuste obtenidos. Los valores del Alfa de Cronbach fueron altamente satisfactorios para ambos casos: αPI=.88 y αSU=.86.
Estabilidad temporal
A la aplicación del re-test solo acudieron 100 personas (51 mujeres y 49 hombres) que cumplieron el criterio de no haber presentado eventos vitales significativos que modificaran sustancialmente sus estados de ánimo o el diagnóstico de alteraciones psicopatológicas. Los resultados revelaron que la correlación entre ambas mediciones, transcurridas tres semanas, fue fuerte en extremo, directa y altamente significativa [r(100)=.889, p<.001] con puntuaciones directas muy cercanas: WBSIPre= 49.49 (DE=1.19) y WBSIPos= 49.66 (DE=1.22). Los resultados de la prueba t no revelaron diferencias significativas entre ellas [t (99)=.302, p= .763]. También fueron fuertes y significativas las correlaciones establecidas para la estructura bifactorial: PI [r(100)=.843, p<.001] y SU [r(100)=.884, p<.001]. Estos resultados constituyen un fuerte indicador que avala una alta estabilidad temporal para la aplicación del WBSI.

Validez Concurrente
Los resultados obtenidos mostraron que las puntuaciones del WBSI correlacionaron de manera altamente significativa con todas las subescalas del ISRA-B y las puntuaciones totales del BDI (Tabla 2). Resulta importante resaltar que los coeficientes de correlación más elevados entre las puntuaciones del WBSI y el ISRA-B, se establecieron con las respuestas cognitivas y la ansiedad como rasgo (Tabla 2).

 

 

r

Sig.

ISRA-B Respuestas Cognitivas

.307

.000

ISRA-B Respuestas Fisiológicas

.167

.000

ISRA-B Respuestas Motoras

.265

.000

ISRA-B Rasgo

.315

.000

ISRA-B Situaciones de Evaluación

.268

.000

ISRA-B Situaciones Interpersonales

.219

.000

ISRA-B Situaciones Fóbicas

.202

.000

ISRA-B Situaciones Cotidianas

.264

.000

BDI- Total de puntos

.227

.000

Tabla 2. Correlación del WBSI con el ISRA-B y el BDI (N=940).

Efecto de la edad y el género sobre las puntuaciones del WBSI
Para realizar el establecimiento de los puntos de corte se tomó en consideración el efecto que género, edad e interacción ejercen sobre la supresión de pensamientos. Se encontraron diferencias significativas con relación al género, pero se observó que este factor no ejerció ningún efecto sobre la supresión (η²parcial<.01) al observar la proximidad de sus puntajes brutos (Tabla 3). Tampoco se observaron diferencias significativas para los grupos de edades establecidos (Tabla 3), ni para la interacción entre edad y género (Figura 1). Aunque resultaron interesantes los incrementos observados para el uso de la supresión en las mujeres a través de la edad (Figura 1), no pudo establecerse una relación entre ambas variables [r (940)= .052; p=.113].

 

Variables

N

Media

DE

Gl

F

Sig.

η2

Género

Femenino

468

49.33

16.76

1, 934

4.266

.039

.005

Masculino

472

47.22

16.91

Edad

A-Joven

277

47.67

15.47

2, 934

.809

.445

.002

A-Medio

527

48.19

17.43

A-Mayor

136

49.86

17.36

Tabla 3. Evaluación del efecto de la edad y el género de los participantes sobre la SU.

 

 

1
Figura 1. Evaluación de la interacción entre género y edad sobre la SU.

Establecimiento de los puntos de corte
Tomando en consideración los elementos reseñados en el párrafo precedente, los percentiles responden a la puntación global de la prueba (Tabla 4). Se interpretan como bajos aquellos valores inferiores al 25 percentil, como elevados aquellos superiores al 75 percentil. El resto de las puntuaciones pueden considerarse promedio.

 

 

UNI

PI

SU

Media

48.25

25.49

22.76

DE

16.89

9.38

8.19

Rango

15-75

8-40

7-35

Percentiles

10

24

12

11

20

30

15

14

25

33

17

15

30

37

19

17

40

44

23

20

50

50

26

24

60

56

30

27

70

61

32

29

75

63

34

30

80

65

35

31

90

70

38

33

Tabla 4. Percentiles para la interpretación de los puntajes brutos del WBSI, atendiendo a las clasificaciones de uno y dos factores.
Leyenda: UNI= estructura de un solo factor; PI= Factor pensamientos intrusos; SU= Factor supresión de pensamientos.

Discusión
En primer lugar, el hecho de que la prueba muestre una estructura de un solo factor se ajusta a los resultados obtenidos en los EFA iniciales (Muris et al, 1996; Wegner & Zanakos, 1994) y corrobora su utilidad para medir el constructo supresión de pensamientos; aunque debe tomarse en consideración las siguientes observaciones: el WBSI aborda la tendencia que tienen las personas a utilizarla y no la habilidad para llevarla a cabo exitosamente (Luciano, 2007); asumir la estructura de un solo factor deja fuera los PI (Purdon, 2004).
La consistencia interna de la prueba resultó ser excelente para la estructura de un solo factor, superior a la encontrada por Wegner y Zanakos (1994) o para la población española (González-Rodríguez et al, 2008; Luciano et al, 2006). Con relación a esta última, también fue superior al calcular para la estructura los dos factores. Se prefiere mantener la estructura bifactorial propuesta por Luciano et al (2006), pues es la que mayor consistencia interna muestra. Esta estructura permite a los investigadores analizar la presencia de pensamientos intrusos, cuestión que no ocurre con la estructura de un solo factor. Además mostró un adecuado ajuste al modelo a partir de los resultados del Análisis Factorial Confirmatorio ejecutado.
Con relación a la estabilidad temporal de la prueba, mostró una correlación muy fuerte y no se observaron diferencias significativas entre ambos momentos de la evaluación. Estos resultados resultaron superiores a los obtenidos por Wegner y Zanakos (1994) para el mismo período de tiempo o a los registrados en muestras españolas (González-Rodríguez et al, 2008), transcurridas cinco semanas, aunque cabe resaltar que las diferencias entre las puntuaciones para este último estudio resultaron significativas. Wegner y Zanakos (1994) extendieron la aplicación del re-test hasta el tercer mes, manteniendo similar coeficiente de correlación. Estos resultados pueden constituir un indicador de que la SU se mantiene estable a través del tiempo y resulta un importante criterio para reconocerla como rasgo.
Las correlaciones obtenidas con las medidas de ansiedad y depresión son similares a las obtenidas por Wegner y Zanakos (1994) y muestran que la SU está altamente relacionada con estos constructos. Estos resultados eran esperados si se asume que la SU: posee un tamaño de efecto que va de mediano a grande sobre los trastornos depresivos y de ansiedad (Aldao et al, 2010); constituye un factor latente dentro de las estrategias cognitivas desadaptativas de regulación emocional (Aldao & Nolen-Hoeksema, 2010) y resulta un mejor predictor para el diagnóstico de dichas alteraciones, que la pobre o nula utilización de estrategias más adaptativas (Aldao & Nolen-Hoeksema, 2011).
Las diferencias encontradas dentro del género sobre el uso de la supresión de pensamientos pueden ser atribuibles al incremento registrado por las mujeres entre los distintos grupos de edades. Al analizar las estrategias de regulación emocional relacionadas con los síntomas depresivos, ha podido determinarse que el uso de la supresión en las mujeres tiende a incrementarse con la edad, cuestión que no ocurre así en el caso de los hombres (Nolen-Hoeksema & Aldao, 2011).
Un reciente experimento reveló que el esfuerzo necesario para suprimir los pensamientos registra un incremento lineal con la edad de los participantes, sin embargo no ocurre lo mismo con la dificultad percibida (Magee, Smyth, & Teachman, 2014). Ello sugiere que en la medida que se incrementa la edad las personas podrían tener mayores dificultades para mantener suprimidos los pensamientos intrusos que los perturban, aunque la mayor parte no percibiría el incremento de tal dificultad.
Se ha observado que los adultos mayores cubanos tienden a realizar un mayor uso de la SP que los jóvenes, cuestión que pudiera ser explicada por el incremento de las vivencias depresivas en combinación con las preocupaciones cotidianas y las vivencias de ansiedad-miedo (Rodríguez-Martín et al, 2012). Sin embargo, ocurre todo lo contrario en diversos estudios internacionales revisados (Erskine, Kvavilashvili, Conway & Myers, 2007; Erskine, Kvavilashvili & Kornbrot, 2007; Lambert, Smyth, Beadel & Teachman, 2013; Magee et al, 2014). En investigaciones futuras estas diferencias deben ser analizadas con mayor profundidad, sobre todo mediante estudios de género que permitan explicar el por qué de estas.
Por último, puede afirmarse que el WBSI es un instrumento que revela la presencia de un solo factor con excelentes niveles de confiabilidad, estabilidad temporal y relación con las medidas de malestar emocional evaluadas. Por todo ello se recomienda su inclusión como un instrumento de evaluación para la población general en Cuba, aunque deben ser llevados a cabo investigaciones adicionales sobre muestras clínicas con alteraciones psicopatológicas específicas (Magee et al, 2012).

 

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