(m) 1. adaptaciÃ³n al castellano

Adaptación al castellano de la Escalade Dificultades en la Regulación

Emocional

The spanish version of the Difficulties inEmotion Regulation Scale

GONZALO HERVÁS1

RAFAEL JÓDAR2

RESUMEN

En este trabajo se presenta la adaptación al castellano de la Escala de Difi-cultades en la Regulación Emocional (DERS, Difficulties in Emotion RegulationScale, Gratz y Roemer, 2004). Esta escala evalúa diferentes aspectos del pro-ceso de la regulación emocional en los que pueden existir dificultades: Des-control emocional, Interferencia cotidiana, Desatención emocional, Confusiónemocional y Rechazo emocional. Para la validación del instrumento se realizóun estudio transversal (N=254) y otro longitudinal (N=60). En cuanto a la escalaadaptada, el análisis factorial detectó cinco factores interpretables, uno menosque la escala original. También se presentaron datos acerca de la consistenciainterna, de fiabilidad test-retest, de validez convergente y de validez incremen-tal. En conjunto, los resultados muestran evidencia de las buenas propiedadespsicométricas 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

Clínica y Salud, 2008, vol. 19 n.º 2 139

Clínica y Salud, 2008, vol. 19 n.° 2 - Págs. 139-156. ISSN: 1135-0806

ARTÍCULOS

1 Universidad Complutense de [email protected] Universidad Pontificia de Comillas

Fecha de Recepción: 20-09-2007 Fecha de Aceptación: 01-07-2008

the emotion regulation process that may have several difficulties associated,including emotional lack of control, life interference, lack of emotional atten-tion, emotional confusion, and emotional rejection. In order to validate theinstrument we conducted two studies, a cross-sectional one (N=254) and alongitudinal one (N=60). As for the adapted version of the scale, factor analysisyielded five interpretable factors -one less than the original version. Further-more, data about internal consistency, test-retest reliability, convergent validityand incremental validity are reported. All in all, results show evidence of soundpsychometric properties of the Spanish version of the DERS.

PALABRAS CLAVE

Regulación emocional, Escala, Medida, Estudio psicométrico.

KEY WORDS

Emotion regulation, Scale, Measure, Psychometric analysis.

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

140 Clínica y Salud, 2008, vol. 19 n.º 2

Introducción

La regulación emocional com-prende aquellos “procesos externose internos responsables de monito-rizar, evaluar y modificar nuestrasreacciones emocionales para cum-plir nuestras metas” (Thompson1994, p. 27-28). Estos procesos, nosólo nos permiten volver a nuestroestado de ánimo previo con mayoro menor celeridad, sino que ade-más, parecen estar involucrados enla aparición y mantenimiento dediferentes problemas físicos y psi-cológicos (Hervás y Vázquez, 2006).Recientemente, se han comenzadoa estudiar sistemáticamente la pre-sencia de déficits de regulaciónemocional en diversos trastornospsicológicos: abuso de alcohol(McNally, Palfai, Levine y Moore,2003), trastorno depresivo (Rude yMcCarthy, 2003), trastorno de páni-co (Feldner, Zvolensky, Eifert, ySpira, 2003), trastorno de estréspostraumático (Chapman, Gratz yBrown, 2006), y trastorno de ansie-dad generalizada (Mennin, Heim-berg, Turk y Fresco, 2005). El tras-torno que parece estar más clara-mente asociado a las dificultadespara regular las emociones es eltrastorno límite de personalidad. Laspersonas diagnosticadas con estetrastorno presentan una baja clari-dad y consciencia de lo que estánsintiendo, un miedo general a lasemociones y parecen emplear estra-tegias evitativas de regulación emo-cional (Gratz, Rosenthal, Tull, Lejuezy Gunderson, 2006).

Dado el relevante papel que laregulación emocional desempeña

en diversos trastornos es crucialdisponer de instrumentos psicomé-tricos que permitan cuantificarla. Elobjetivo del presente trabajo esestudiar la fiabilidad y validez de laadaptación española de uno de losmás recientes instrumentos pro-puestos para medir los procesosinvolucrados en la regulación afecti-va: la Escala de Dificultades en laRegulación Emocional (DERS, Diffi-culties in Emotion Regulation Scale;Gratz y Roemer, 2004).

Aunque existen otras escalas dis-ponibles sobre los procesos involu-crados en la regulación emocional,como por ejemplo el TMMS (TraitMeta-Mood Scale; Salovey Mayer,Goldman, Turvey, y Palfai, 1995), oel NMR (Negative Mood Regulation,Catanzaro y Mearns, 1990), no exis-te ninguna escala que evalúe unabanico amplio de procesos (Gratzy Roemer, 2004). En este sentido, laescala DERS permite medir diferen-tes aspectos de la regulación des-adaptativa, aspectos consideradosclínicamente relevantes (Gratz yRoemer, 2004), y que al mismo tiem-po abarcan las dificultades funcio-nales y déficits más importantesque pueden presentarse en el trans-curso del procesamiento emocionalde un suceso.

En cuanto a las evidencias de fia-bilidad y validez, la escala DERS ori-ginal demostró tener una alta con-sistencia interna (α=.93), una buenafiabilidad test-retest en un periodode 4 a 8 semanas (ρ=.88, p<.01) yuna adecuada validez predictiva yde criterio (Gratz y Roemer, 2004).El análisis factorial reveló una

G. Hervás y R. Jódar


estructura en la escala original de 6factores: Dificultades en el controlde impulsos (6 items), Acceso limi-tado a estrategias de regulación (8items), Falta de aceptación emocio-nal (6 items), Interferencia en con-ductas dirigidas a metas (5 items),Falta de conciencia emocional (6items) y Falta de claridad emocional(5 items).

En cuanto a la relación de estassubescalas con variables de interésclínico, se han hallado asociacionesentre las puntuaciones en la subes-cala Falta de aceptación emocionaldel DERS y una medida experimen-tal de intolerancia al malestar, enpacientes con trastorno límite de lapersonalidad (Gratz et al., 2006). Elámbito donde más se ha empleadola escala DERS es en el de las con-ductas autolesivas, un tipo de com-portamiento que parece estar aso-ciado a determinados déficit en laregulación emocional (Gratz, 2003).En esta línea, se han hallado asocia-ciones entre la presencia de dichasconductas y elevadas puntuacionesen la escala DERS, especialmenteen la subescala “Falta de acepta-ción emocional” (Chapman et al.,2006; Gratz y Roemer, 2004).

Desde una perspectiva másgeneral, diversas investigacionesque emplean otros cuestionarios deregulación emocional distintos delDERS, pero similares a algunas delas subescalas que el DERS con-templa, muestran interesantes aso-ciaciones entre variables relevantesdesde el punto de vista clínico (sin-tomatología depresiva, la sintoma-tología ansiosa o la autoestima) y

diferentes aspectos de la regulaciónemocional.

Por ejemplo, la investigación pre-via ha mostrado que las personascon mayores niveles de sintomato-logía depresiva tienden a tener unamayor atención a las emociones yuna menor claridad al experimentar-las (e.g., Rude y McCarthy, 2003).La subescala de Reparación delTMMS también se ha encontradoasociada a mayores niveles de sin-tomatología depresiva (Fernández-Berrocal, Extremera y Ramos,2003). Por último, se ha observadotambién una asociación positiva elevada entre depresión y falta deaceptación emocional (Barraca,2004), aspecto también recogi-do por una de las subescalas delDERS.

Algunos estudios han encontradotambién una asociación entre sinto-matología ansiosa y las dimensio-nes del TMMS, Atención, Claridad yReparación emocional. En un estu-dio realizado por Mennin et al.(2005), se observaron asociacionesnegativas significativas entre la sin-tomatología ansiosa, por una parte,y la claridad emocional y la repara-ción emocional, por otra. Sinembargo, la asociación entre losniveles de ansiedad y la atenciónemocional fue no significativa.

Finalmente, a través de investiga-ciones de muy diverso tipo, se hademostrado que una baja autoesti-ma está asociada a importantesdéficit de regulación afectiva (verrevisión en Hervás y Vázquez,2006).



Por todo lo anterior, la escalaDERS parece ser un instrumento degran interés tanto en el campo deinvestigación clínica como en elámbito aplicado. En este trabajo sepresentará la adaptación españolade la Escala de Dificultades en laRegulación Emocional (DERS, Gratzy Roemer, 2004). A partir de dosmuestras independientes, se pre-sentarán evidencias de fiabilidadevaluando concretamente la consis-tencia interna y la estabilidad tem-poral. Además, se analizará la vali-dez factorial comparando la estruc-tura factorial resultante con la obte-nida por los autores originales de laescala. Mostraremos también datosrelativos a la validez convergente dela escala y se comprobará ademásque el patrón de relaciones conotras variables de interés es similaral obtenido en la investigación pre-via. Por último, se evaluará la vali-dez incremental de la escala ya que,aunque no se suele plantear comoun requisito imprescindible (AERA,APA y NCME, 1999), sí es conside-rado un aspecto muy recomenda-ble, sobre todo en los casos de cre-ación o adaptación de medidaspara un campo en el que ya existenotros instrumentos (Hunsley yMeyer, 2003).

Método

Participantes

La muestra principal estaba com-puesta por un total de 254 partici-pantes (58% de mujeres: 143) de lapoblación general. La muestra fuereclutada a través de un método de

bola de nieve. La media de edad dela muestra total fue de 38,9 años(18-76 años). En el subgrupo dehombres la media de edad fue de38.8 años (18-65), mientras que enel caso de las mujeres la media deedad fue de 38.9 años (18-76) Encuanto al estado civil, el 47.2% delos participantes refirió estar casa-do, el 37.8% soltero, el 2.0% viudo,el 5.2% separado o divorciado y el6.8% dijo estar conviviendo con supareja. En cuanto al nivel de estu-dios, el 13.8% tenía estudios de pri-maria, el 16.9% estudios de secun-daria, el 34.7% completaron bachi-llerato o similar, el 10.9% habíacompletado una licenciatura de gradomedio o similar y el 23.4% unalicenciatura de grado superior o si-milar.

De forma adicional, para evaluarla fiabilidad test-retest, se obtuvie-ron datos de una muestra indepen-diente. Para esta segunda muestrase evaluaron 60 participantes en unprimer momento, de los cuales 47(71%) completaron el DERS en unasegunda ocasión tras un intervalode 6 meses. Los participantes pre-sentaban una edad media de 21,6años (18-50) y 39 de ellas eranmujeres (83%).

Materiales

– Escala de Dificultades en laRegulación Emocional (DERS;Gratz y Roemer, 2004). Evalúa dife-rentes aspectos de la desregula-ción emocional a través de 36items con una escala Likert de 5puntos (de “Casi nunca/0-10% de



las veces” a “Casi siempre/90-100% de las veces”). Esta escalafue traducida por el primer firmantey supervisada por una personabilingüe experta en adaptación deescalas psicológicas. A continua-ción, una psicóloga norteamericanaafincada en España desde hace 10años realizó una traducción inversacomprobándose que todos lositems habían sido correctamentetraducidos. En el Anexo 1 se pue-den consultar los items de estaescala, y en el apartado de resulta-dos se comentarán detalladamentesus propiedades psicométricas.

– Inventario de Depresión deBeck-II (BDI-II, Beck, Steer y Brown,1996). Evalúa sintomatología depre-siva actual. Consta de 21 items ycada uno de los cuales contiene 4afirmaciones ordenadas según uncontenido depresivo creciente. Laadaptación española muestra bue-nas propiedades psicométricascomo una buena consistencia inter-na (α=.89) y una buena validez fac-torial y de contenido (e.g. Sanz,Navarro, y Vázquez, 2003). En estamuestra la consistencia interna fuemuy buena (α=.90).

– Escala de Respuestas Rumiati-vas (Ruminative Responses Scale;RRS, Nolen-Hoeksema y Morrow,1991). Se usó la versión española deesta escala (Hervás, en prensa). Laescala RRS consta de 22 items conuna escala Likert de 5 puntos desde“Totalmente en desacuerdo” hasta“Totalmente de acuerdo”. Ha mos-trado una buena consistencia interna(a=.89) y adecuada fiabilidad test-retest (.80 en 5 meses, .62 en un

año). En esta muestra la consistenciainterna fue muy buena (α=.93).

– Neuroticismo y Extraversión(EPQ-R; Eysenck Personality Ques-tionnaire-Revised; Eysenck yEysenck, 1997). Esta escala es deamplio uso y tiene excelentes pro-piedades psicométricas. En cuantoa su fiabilidad, la correlación test-retest es de .95 a los 3 meses. Eneste estudio, la consistencia internafue buena tanto para la subescalade neuroticismo (α=.79), como parala de extraversión (α=.84).

– Escala de Meta-Estados deÁnimo (TMMS; Trait Meta-MoodScale, Salovey et al., 1995). Se usóla escala adaptada y reducida porFernández-Berrocal, Extremera yRamos (2004). La medida está com-puesta de tres subescalas: atenciónemocional, claridad emocional yreparación emocional. Ha mostradotener una buena fiabilidad y validezen diferentes investigaciones conmuestra española (Fernández-Berrocal et al., 2004). En esta mues-tra la consistencia interna fue varia-ble (Atención; α=.89; Claridad,α=.69; Reparación, α=.57).

– Cuestionario de Autoestima deRosenberg (RSQ; Rosenberg, 1965).Este cuestionario tiene por objetivoevaluar el sentimiento de satisfacciónque una persona tiene sobre sí misma.Consta de 10 items que puntúan de 1a 4 en una escala tipo Likert. La fiabili-dad test-retest es de r = .85 y el coefi-ciente alpha de consistencia interna esmuy alto (α=.92; Fernández-Montalvoy Echeburúa, 1997). La validez con-vergente y discriminante son asimis-



mo satisfactorias (ver Zubizarreta, etal., 1994). En esta muestra la consis-tencia interna fue buena (α=.86).

– Inventario de Ansiedad de Beck(BAI, Beck, Brown, Epstein y Steer,1988). Este inventario evalúa laintensidad de los síntomas ansio-sos. Es un inventario de 21 items endonde se debe señalar en una esca-la de 0-3 el grado de molestia quecada síntoma de ansiedad estágenerando al individuo. Es una delas escalas más usadas para eva-luar ansiedad y sus propiedadespsicométricas son muy buenas(Sanz y Navarro, 2003). En estamuestra la consistencia interna fuebuena (a=.89).

Procedimiento

Todos los participantes eran fami-liares o personas cercanas a losalumnos de la asignatura de Psicolo-gía de la Personalidad (UCM) queparticiparon en una práctica volunta-ria de investigación. A dichos alum-nos se les explicó el método de bolade nieve y se les dio la instrucción debuscar 5 participantes de diferentesedades, uno por cada una de lashorquillas siguientes, 18-20, 21-34,35-50, 51-65, 65 en adelante. Losparticipantes elegidos debían rellenarlos cuestionarios en una única sesiónsin descansos, y a continuación ce-rrar y sellar el sobre en el que estabacontenido el paquete de cuestiona-rios con objeto de garantizar la confi-dencialidad de los datos. Los alum-nos entregaban los sobres cerradosen un periodo de 15 días a partir dedicha explicación.

Resultados

Validez factorial

Se realizó un análisis factorialcon rotación oblicua Promax, yaque se esperaba que los factoresestuvieran correlacionados y porser la rotación util izada por losautores de la escala (Gratz y Roe-mer, 2004). En un primer momentono se limitó el número de factorespara observar cuantos factoresemergían con la condición habitualde que los autovalores fueranmayores a 1. Se obtuvo una solu-ción de 7 factores que explicaban el63.1% de la varianza total pero dedifícil interpretación y con diversositems saturando en varios factores.En consecuencia, a continuación seintentó replicar la estructura de 6factores encontrada por los autoresde la escala (Gratz y Roemer, 2004).En este caso, los factores encontra-dos no se correspondían exacta-mente con los hallados en dichoestudio original. Se produjo un cier-to solapamiento en los items proce-dentes de las escalas originales de“Dificultades en el control de impul-sos” y de “Acceso limitado a estra-tegias de regulación”. A continua-ción, se eliminaron los items quesaturaban en más de un factor,aquellos que saturaban en un factordistinto al original y los que nosaturaban en ningún factor con unamagnitud mayor a .40. Se repitió elanálisis factorial y se obtuvo unasolución de 5 factores coherente einterpretable que se puede obser-var en la tabla 1. Estos 5 factoresexplicaron el 63.5% de la varianza.El valor del índice Kaiser-Meyer-



Olkin de adecuación de la muestrafue de .92.

Atendiendo al contenido observa-mos que se fusionaron dos dimen-siones: “Dificultades en el control de

impulsos” y “Acceso limitado aestrategias de regulación”. Dado queel contenido de estas dos dimensio-nes es más similar entre sí que com-paradas con el resto de dimensiones(i.e. “Falta de aceptación”, “Falta de



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

conciencia emocional”, etc.), sepodría hipotetizar que ésa es preci-samente la razón de que el análisisfactorial no logre discriminarlos. Paradescartar esta posibilidad se llevó acabo un análisis factorial únicamentede los items de esas dos dimensio-nes excluyendo el resto. Sin embar-go, los resultados mostraron denuevo que esas dos dimensionesteóricas se correspondían con unúnico factor. Por tanto, al menos conla redacción actual de los items, losdatos muestran que es más conve-niente agrupar esas dos dimensio-nes en una única subescala.

Por tanto, el número total de itemsutilizados en la versión final adapta-da fueron 28. El primer factor, al quehemos denominado “Descontrolemocional”, incluye items provenien-tes, como decimos, de dos escalasde la versión original: “Dificultad enel control de impulsos” y “Accesolimitado a estrategias de regulación”.El resto de factores se correspondencon las restantes subescalas de laversión original, aunque se hanmodificado ligeramente las etiquetascon respecto a las originales porrazones de simplificación y adapta-ción al castellano: “Rechazo emocio-nal”, “Interferencia cotidiana”, “Des-atención emocional”, “Confusiónemocional” (ver tabla 2).

Evidencias de fiabilidad

a) Consistencia interna

Las correlaciones ítem-total osci-laron entre .11 y .75, con una mediade .54. La baja correlación de algu-

nos items con el total de la escala esalgo esperable dada la heterogenei-dad de las subescalas incluidas. Sicalculamos las correlaciones ítem-total para cada una de las subesca-las, los resultados mejoran conside-rablemente. Para la subescala deDescontrol: oscilan entre .82 y .62,con una media de .76. Para lasubescala de Rechazo: oscilan entre.82 y .73 con una media de .78. Parala subescala de Interferencia: oscilanentre .87 y .82 con una media de .85.Para la subescala de Desatención:oscilan entre .80 y .64 con una mediade .74. Para la subescala de Confu-sión: oscilan entre .84 y .66 con unamedia de .77.

Se calcularon los coeficientes ade Cronbach para analizar la con-sistencia interna de la nueva versiónadaptada con la nueva estructurafactorial, los cuales se pueden con-sultar en la tabla 2. Como se puedeobservar en dicha tabla, la nuevaestructura factorial y distribución deitems muestra unos índices de con-sistencia mayores con respecto a ladistribución original de items.

Las correlaciones entre subesca-las oscilan entre .08 y .68 como sepuede observar en la tabla 3. Lascorrelaciones más bajas estuvieronasociados siempre a la variableDesatención.

b) Fiabilidad test-retest

Para evaluar este aspecto de lafiabilidad se empleó una muestraindependiente que fue evaluada dosveces con un intervalo de 6 meses,





Tabla 2. Comparación de la estructura original, y de la versión propuestaen cuanto a consistencia interna de la escala global y subescalas. Los

resultados son ambos procedentes de la muestra española. El número deitems aparece entre paréntesis

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

como ya ha sido comentado en lasección dedicada a la descripciónde la muestra.

Con el fin de hallar la fiabilidadtest-retest se calcularon los coefi-cientes de correlación intraclase conrespecto a ambas administraciones.Los resultados muestran que la fiabi-lidad test-retest fue elevada para laescala global (ρI=.74, p<.001).

Cuando se evaluó la fiabilidadtest-retest por subescalas se obser-vó que ésta fue buena para tres deellas -Rechazo (.72, p<.001), Interfe-rencia (.69, p<.001), Confusión (.71,p<.001)-, y algo más baja para otrasdos: Descontrol (.46, p<.001) y Des-atención (.49, p<.001).

Diferencias en función del sexoo edad

Se realizaron contrastes de t destudent para comparar las puntua-

ciones de cada una de las subesca-las en función del sexo de los parti-cipantes. No se encontraron dife-rencias significativas en cuanto a laspuntuaciones de hombres y mujeresen ninguna de las subescalas delDERS (ver tabla 4). Se comprobóque se cumplían las condiciones dehomocedasticidad en todos loscasos. Como algunas de las varia-bles no cumplían el criterio de nor-malidad, verificamos que realizandoun contraste no paramétrico seobtenían los mismos resultados.

Para calcular las diferencias enedad se compararon tres grupos deedad (18-35, N=111; 36-50, N= 86;51-76, N=52) en relación a las pun-tuaciones de la escala global y decada una de las subescalas. Sólo seencontraron diferencias significati-vas en la subescala de Desatención(F(2,246)=4.26; p<.05) y las compa-raciones post-hoc mostraron que elgrupo de edad intermedia mostróuna mayor desatención hacia las



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

emociones que las personas másjóvenes (p<.01). Por las mismasrazones que en el caso anterior, secomprobó que realizando un con-traste no paramétrico se obteníanlos mismos resultados.

Validez convergente y relacióncon otras variables

A continuación, se exploraron lasrelaciones con diversas variablesque, o bien por referirse a construc-tos similares, o bien por las asocia-ciones encontradas con dichasvariables en la investigación previa,se esperaba tuvieran una relaciónsignificativa con la escala DERS ocon alguna de sus subescalas.

a) Variables de regulación emocional

En primer lugar se comprobó laasociación entre las variables del

TMMS (atención, claridad y repara-ción emocional), con aquellas decontenido similar del DERS (des-atención, confusión y descontrol).Los resultados fueron los esperadosya que Atención-TMMS correlacio-nó de forma negativa con Desaten-ción-DERS (r=-.50; p<.001), Clari-dad-TMMS correlacionó de formatambién negativa con Confusión-DERS (r=-.48; p<.001), y Repara-ción-TMMS mostró una asociaciónnegativa con Descontrol-DERS (r=-.22; p<.001).

b) Estado de ánimo depresivo

Para comprobar la adecuación dela adaptación del DERS al patrón deasociaciones con el nivel de sintoma-tología depresiva ya comentado serealizaron diversas correlacionesencontrándose que la variable de sín-tomas depresivos correlacionabapositivamente con Desatención (r=.26;



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

p<.001), con Confusión (r=.53; p<.001), y con Rechazo (r=.57; p<.001)tal y como se esperaba. Las dificul-tades en la regulación emocionalevaluadas con la escala globalcorrelacionaron también positiva-mente con el nivel de sintomatolo-gía depresiva (r=.69; p<.001).

c) Sintomatología ansiosa

En el estudio realizado por Men-nin y cols (2005) anteriormentecomentado se observaron asocia-ciones negativas con Claridad (r=-.56; p<.001), y con Reparaciónemocional (r=-.57; p<.001) y seobservó una asociación no signifi-cativa entre los niveles de ansiedady Atención (r=.14; ns.). Con la mues-tra de este estudio y usando la ver-sión adaptada de la escala DERSpropuesta se obtuvieron resultadossimilares: asociaciones positivascon Confusión (r=.40; p<.001) yDescontrol (r=.53; p<.001), y unaasociación positiva aunque muydébil entre ansiedad y desatenciónemocional (r=.13; p<.05). Las dificul-tades en la regulación emocionalevaluadas con la escala globalcorrelacionaron también positiva-mente con el nivel de sintomatolo-gía ansiosa (r=.55; p<.001).

d) Autoestima

En este caso los resultados hanmostrado una elevada asociaciónentre todas las subescalas del DERS yla autoestima. En concreto, la autoes-tima correlacionó de forma negativacon la escala global (r=-.66; p<.001),

con Descontrol (r=-.56; p<.001), conRechazo (r=-.58; p<.001), con Interfe-rencia (r=-.39; p<.001), con Desaten-ción (r=-.26; p<.001), y con Confusión(r=-.52; p<.001).

Validez incremental

A continuación se realizarondiversos análisis de regresión múlti-ple jerárquica para comprobar lavalidez incremental de esta escala.En concreto, se evaluó la capacidadde la escala DERS para prede-cir diversas variables criterio fren-te a las variables de personalidadmás importantes –Neuroticismo yExtraversión– en una primer mo-mento, y frente al clásico conjuntode variables emocionales que eva-lúa el TMMS -Atención, Claridad yReparación- en un segundo mo-mento.

En primer lugar, se introdujocomo variable criterio la sintomato-logía depresiva. Neuroticismo yExtraversión fueron introducidas enel primer paso de la ecuación deregresión mostrando una significati-va capacidad predictiva (∆R2=.38;p<.001). En el segundo paso seintrodujeron las 5 variables delDERS y la capacidad predictiva delmodelo aumentó de forma significa-tiva (∆R2=.16; p<.001). Todas lassubescalas del DERS fueron predic-tores significativos (Descontrol,β=.20, p<.01; Rechazo, β=.13,p<.05; Desatención, β=.14, p<.01;Claridad, β=.13, p<.05) exceptoInterferencia que obtuvo un signifi-cación marginal (β=.10, p<.07).



De nuevo con sintomatologíadepresiva como criterio, las varia-bles del TMMS fueron incluidas enel primer paso (∆R2=.24; p<.001). Enel segundo paso se introdujeron las5 variables del DERS y la capacidadpredictiva del modelo aumentó deforma significativa (∆R2=.27;p<.001). Todas las subescalas delDERS fueron predictores significati-vos (Descontrol, β=.25, p<.001;Rechazo, ?=.19, p<.001; Desaten-ción, β=.13, p<.05; Claridad, β=.17,p<.01) excepto Interferencia quemostró de nuevo una capacidadpredictiva marginalmente significati-va (β=.10, p<.07).

Se repitieron los análisis esta vezcon la sintomatología ansiosa comovariable criterio. En el primer paso dela ecuación de regresión se introdu-jeron las variables de personalidadNeuroticismo y Extraversión las cua-les mostraron una significativa capa-cidad predictiva (∆R2=.26; p<.001).En el segundo paso se introdujeronlas 5 variables del DERS y la capaci-dad predictiva del modelo aumentóde forma significativa (∆R2=.11 ;p<.001). En este caso, la subescalade Descontrol fue el único predictorsignificativo (β=.27, p<.001).

De nuevo con sintomatologíaansiosa como criterio, las variablesdel TMMS fueron incluidas en el pri-mer paso (∆R2=.16; p<.001). En elsegundo paso se introdujeron las 5variables del DERS y la capacidadpredictiva del modelo aumentó deforma significativa (∆R2=.17;p<.001). De nuevo, la subescala deDescontrol fue el único predictorsignificativo (β=.30, p<.001).

Discusión

En este trabajo se presenta laadaptación española de la Escalade Dificultades en la RegulaciónEmocional (DERS, Gratz y Roemer,2004). Esta escala evalúa diversosdéficits que pueden afectar a unaóptima regulación afectiva. Se lleva-ron a cabo dos estudios que permi-tieron evaluar tanto la fiabilidad (Ej.:consistencia interna, estabilidadtemporal), como la validez (Ej.: fac-torial, convergente e incremental) dela adaptación española de la escala.

El aspecto más significativo de laadaptación al castellano es lareducción de factores e items conrespecto a la escala original. Laescala propuesta consta de 28items, mientras que la original pre-sentaba 36 items. En cuanto a ladistribución de dichos items, losautores de la escala obtuvieron 6factores, mientras que en la muestraespañola se encontró que unaestructura de 5 factores. En concre-to, items provenientes de dos facto-res según el estudio original -“Difi-cultades en el control de impulsos”y “Acceso limitado a estrategias deregulación”- formaron parte de unúnico factor al que hemos denomi-nado “Descontrol emocional”. Se hausado esta etiqueta debido a que elcontenido de este factor resultantehace referencia a dos aspectoscomplementarios del descontrol: Lasensación de desbordamiento debi-do a la intensidad emocional (reco-gida en los items provenientes delfactor original denominado “Dificul-tades en el control de impulsos”,como por ejemplo, “Cuando me



siento mal, pierdo el control.”), y lasensación de persistencia de losestados emocionales negativos(recogida en los items provenientesdel factor original denominado“Acceso limitado a estrategias deregulación”, como por ejemplo,“Cuando me siento mal, creo queestaré así durante mucho tiempo”).Por tanto, esta agrupación de facto-res parece tener sentido tantodesde el punto de vista empíricocomo teórico aunque sería intere-sante replicar en posteriores estu-dios la estructura obtenida.

Es interesante advertir que exis-ten diferencias conceptuales entreambas dimensiones. Por ejemplo,“Dificultades en el control de impul-sos” se refiere más a una tendenciaa experimentar emociones de formamuy intensa generando situacionesde impulsividad, mientras que“Acceso limitado a estrategias deregulación” hace referencia a unproblema de duración más que deintensidad, más de implicacionesinternas que de consecuenciasexternas. Sin embargo, el análisisfactorial ha mostrado desde el pri-mer momento una tendencia a uniresas dos dimensiones.

En cuanto a la consistencia internalos índices obtenidos son buenosincluso en aquellas subescalas enlas cuales se ha reducido el númerode items. Si comparamos la consis-tencia interna del cuestionario que seobtuvo en el estudio original conmuestra americana con la obtenidaen la versión adaptada con muestraespañola se puede observar que: (a)mientras que en relación a la escala

global los índices obtenidos fueronexactamente iguales (Muestra ameri-cana, α=.93; Muestra española,α=.93), (b) la consistencia internaobtenida para las subescalas deDesatención y Confusión fue menorque en el estudio original, algo lógicodada la reducción de items.

Por otra parte, la fiabilidad test-retest evaluada en un periodo tem-poral de 6 meses fue adecuada, loque indica que la escala presentauna buena estabilidad temporal.

Cuando analizamos las correla-ciones de las diferentes subescalasde la escala adaptada entre sí,observamos que la variable Des-atención mostró correlaciones másbajas con el resto de subescalas,así como con la escala global. Estono es de extrañar ya que, como seha apuntado en estudios previos, laatención hacia las emociones puedeser funcional o disfuncional depen-diendo de la capacidad regulatoriadel individuo (Lischetzke y Eid,2003). En este sentido, es normal sureducida asociación con el resto desubescalas cuyo contenido esinequívocamente desadaptativo.Además, destaca también la eleva-da correlación entre el Rechazoemocional y el Descontrol emocio-nal. Este interesante resultado estáen línea con otros hallazgos quemuestran que la falta de aceptaciónde las propias reacciones genera unmayor descontrol e incluso favore-cer la aparición de ataques de páni-co (Tull y Roemer, 2007).

El patrón de correlaciones obser-vadas entre las subescalas del DERS



y otras variables fue casi idéntico alobservado en estudios previos con laescala original. Así, se obtuvieron lasasociaciones esperadas con lassubescalas del TMMS (Atención, Cla-ridad y Reparación emocional).

Lo mismo sucedió con variablescomo autoestima, sintomatologíadepresiva y sintomatología ansiosa.Además, la capacidad de la escalaDERS para predecir la sintomatolo-gía depresiva y ansiosa fue signifi-cativa incluso tras controlar lavarianza explicada por variables de

personalidad y por la escala TMMScuando se situaron como criterio, loque supone una evidencia de vali-dez incremental.

En conjunto, podemos decir quela Escala de Dificultades en la Regu-lación Emocional presenta unas ade-cuadas propiedades psicométricas yofrece la posibilidad de evaluar conprecisión diversos aspectos disfun-cionales de la regulación afectiva degran relevancia tanto para la investi-gación sobre los trastornos psicopa-tológicos como para su uso clínico.



AERA, APA y NCME (1999). Standards foreducational and psychological testing. Was-hington, D.C.: American Psychological Asso-ciation.

Barraca, J. (2004). Spanish adaptation ofthe Acceptance and Action Questionnaire(AAQ). International Journal of Psychologyand Psychological Therapy, 4, 505-515.

Beck, A. T., Brown, G., Epstein, N. ySteer, R. A. (1988). An inventory for measur-ing clinical anxiety: psychometric properties.Journal of Consulting and Clinical Psycholo-gy, 56, 893-897.

Beck, A. T., Steer, R. y Brown, G. (1996).Beck Depression Inventory – II Manual. SanAntonio, Texas: The Psychological Corpora-tion.

Catanzaro, S. J. y Mearns, J. (1990). Mea-suring generalized expectancies for negativemood regulation: Initial scale developmentand implications. Journal of PersonalityAssessment, 54, 546-563.

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

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

Feldner, M. T., Zvolensky, M. J., Eifert, G.H. y Spira, A. P. (2003). Emotional avoid-ance: an experimental test of individual dif-ferences and response suppression using

REFERENCIAS

biological challenge. Behaviour Research &Therapy, 41, 403-411.

Fernández-Berrocal, P., Extremera, N., yRamos, N. (2003). Inteligencia emocional ydepresión. Encuentros en Psicología Social,1, 251-25

Fernández-Berrocal, P., Extremera, N. yRamos, N. (2004). Validity and reliability ofthe Spanish modified version of the TraitMeta-Mood Scale. Psychological Reports,94, 751-755.

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

Gratz, K. L. (2003). Risk factors for andfunctions of deliberate self-harm: An empiri-cal and conceptual review. Clinical Psychol-ogy: Science and Practice, 10, 192-205.

Gratz, K. L. y Roemer, L. (2004). Multidi-mensional assessment of emotion regulationand dysregulation: Development, factorstructure, and initial validation of the difficul-ties in emotion regulation scale. Journal ofPsychopathology and Behavioral Assess-ment, 26, 41-54.

Gratz, K. L., Rosenthal, M. Z., Tull, M. T.,Lejuez, C. W. y Gunderson, J. G. (2006). Anexperimental investigation of emotion dysre-gulation in borderline personality disorder.Journal of Abnormal Psychology, 115, 850-855.

Hervás, G. (en prensa). Adaptación alcastellano de la Escala de RespuestasRumiativas. Revista de Psicopatología y Psi-cología Clínica.

Hervás, G. y Vázquez, C. (2006). La regu-lación afectiva: modelos, investigación eimplicaciones para la salud mental y física.Revista de Psicología General y Aplicada ,59, 9-36.

Hunsley, J. y Meyer, G. J. (2003). Theincremental validity of psychological testingand assessment: Conceptual, methodologi-cal, and statistical issues. PsychologicalAssessment, 15, 446-455.

Lischetzke, T., y Eid, M. (2003). Is atten-tion to feelings beneficial or detrimental toaffective well-being? Mood regulation as amoderator variable. Emotion, 3, 361-377.

McNally, A. M. Palfai, T. P. Levine, R. V. yMoore, B. M. (2003). Attachment dimensionsand drinking-related problems among youngadults. The mediational role of copingmotives. Addictive Behaviors, 28, 1115-1127.

Mennin, D. S., Heimberg, R. G., Turk, C.L., & Fresco, D. M. (2005). Preliminary evi-dence for an emotion dysregulation model ofgeneralized anxiety disorder. BehaviourResearch and Therapy, 43, 1281-1310.

Nolen-Hoeksema, S., y Morrow, J. (1991).A prospective study of depression and post-traumatic stress symptoms after a naturaldisaster: The 1989 Loma Prieta earthquake.Journal of Personality and Social Psycholo-gy, 61, 115-121.

Rosenberg, M. (1979). Conceiving theself. New York: Basic Books.

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

Salovey, P., Mayer, J. D., Goldman, S. L.,Turvey, C. y Palfai, T. P. (1995). Emotionalattention, clarity, and repair: Exploring emo-tional intelligence using the trait meta-moodscale. En J. W. Pennebaker (Ed.), Emotion,disclosure, and health. (pp. 125-154). Wash-ington: American Psychological Association.

Salters-Pedneault, K., Roemer, L., Tull, M.T., Rucker, L. y Mennin, D. S. (2006). Evi-dence of broad deficits in emotion regulation



associated with chronic worry and general-ized anxiety disorder. Cognitive Therapy andResearch, 30, 469-480.

Sanz, J. y Navarro, M. E. (2003). Propie-dades psicométricas de una versión españo-la del Inventario de Ansiedad de Beck (BAI)en estudiantes universitarios. Ansiedad yEstrés, 9, 59-84.

Sanz, J., Navarro, M. E. y Vázquez, C.(2003). Adaptación española del Inventariopara la Depresión de Beck-II (BDI-II): 1. Pro-piedades psicométricas en estudiantes uni-

versitarios. Análisis y Modificación de Con-ducta, 29, 239-288.

Thompson, R. A. (1994). Emotion regula-tion: A theme in search of a definition. Mono-graphs of the Society for Research in ChildDevelopment, 59, 25-52.

Tull, M. T. y Roemer, L. (2007). Emotionregulation difficulties associated with theexperience of uncued panic attacks: Eviden-ce of experiential avoidance, emotionalnonacceptance, and decreased emotionalclarity. Behavior Therapy, 38, 378-391.



(m) 1. adaptaciÃ³n al castellano

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