El procesamiento emocional es el conjunto de estrategias que se dan desde que la emoción es percibida hasta que es expresada. Un correcto procesamiento promueve un desarrollo emocional sano y adaptativo, pero las dificultades en el mismo son un factor de riesgo para psicopatologías como la ansiedad o la depresión. El EPS-25 es un cuestionario de 5 factores que evalúa estas dificultades. El objetivo de este estudio fue validar la estructura factorial del EPS-25 en castellano y evaluar su fiabilidad y validez. La muestra, compuesta por 605 participantes (M = 18.30; DT = 1.75), provenía de diversos centros educativos. Se realizó un análisis factorial confirmatorio del instrumento que confirmó su estructura original en la adaptación al castellano, aunque un ítem fue eliminado y 2 cambiaron su factor correspondiente, lográndose de esta manera índices de consistencia interna aceptables (α = .91). Por lo tanto, se valida la estructura factorial del EPS-25 y se propone como un instrumento válido y fiable para medir el procesamiento emocional en castellano.
Emotional processing refers to the set of strategies used from the moment an emotion is perceived until it is expressed. A correct emotional processing promotes a healthy and adaptive development whilst difficulties in processing have been linked to psychopathological problems like anxiety and depression. The EPS-25 is a five factor questionnaire that assesses these difficulties. The objective of the present study was to validate the factor structure of the EPS-25 in Spanish, as well as to assess its validity and reliability. The sample, 605 participants (M = 18.30; SD = 1.75), was recruited from Spanish schools and universities. A confirmatory factor analysis was carried out to confirm the questionnaire's original structure in its Spanish validation. The adapted version of the EPS-25 shows adequate internal consistency (α = .91). Therefore, the Spanish version of the EPS-25 is a valid and reliable five factor instrument to measure emotional processing.
El procesamiento emocional, según autores como Baker, se inicia con un evento emocional que actúa como input, continuando con la evaluación cognitiva del evento que determinaría el tipo de emoción experimentada y terminaría con la expresión de la emoción (Baker, 2012; Baker, Thomas, Thomas y Owens, 2007). Rachman (1980) fue el primero en definir el procesamiento emocional como diferentes mecanismos y estrategias que absorben experiencias.
Gracias a estos mecanismos, la emoción negativa puede ser disuelta. Su ausencia, sin embargo, hace que estas emociones negativas se acumulen bloqueando los canales de salida (Rachman, 1980). Por lo tanto, el correcto procesamiento de las emociones promueve un funcionamiento emocional sano y adaptativo, mientras que las dificultades en el mismo son un factor de riesgo ante patologías como la ansiedad o la depresión (Aldao, 2013; Baker et al., 2007). Es por esta razón que diversos modelos se enfocan en analizar las dificultas emocionales. Autores como Gross (2002), Littleton, Horsley, John y Nelson (2007), y Subic-Warna (2011) apoyan esta relación, añadiendo que cuando las estrategias de afrontamiento emocional ante situaciones negativas fallan, aumenta el estrés psicológico. Cuando este estrés es muy intenso y la persona no se ve capaz de hacerle frente, lo reprime, lo que a su vez aumenta el estrés psicológico.
Por otro lado, cuanto mayor sea la capacidad para diferenciar y experimentar una emoción, mayor será la capacidad de manejo emocional del individuo, y más fácil resultará el correcto procesamiento emocional (Gohm y Clore, 2002). En este sentido, un elemento clave en el procesamiento emocional es el control emocional que, según Baker et al. (2007, 2012), es parte de un desarrollo infantil saludable y puede ocurrir en cualquier etapa del continuo del procesamiento emocional.
Sin embargo, a veces las emociones son tan intensas o peligrosas, las situaciones tan complejas, o los recursos y la estrategias tan ineficaces que el proceso emocional queda bloqueado en alguna fase y la emoción no es debidamente procesada, quedando almacenada en el cuerpo y su expresión bloqueada (Baker, 2001; Baker, Thomas, Thomas y Gower, 2010). Este bloqueo, que ocurriría por el uso inadecuado de ciertas estrategias emocionales, así como por un fallo en la regulación de las emociones, puede tener consecuencias peligrosas para el individuo. La literatura relaciona el excesivo control o la excesiva represión de experiencias emocionales desagradables, que en muchas ocasiones son mecanismos para eliminar un malestar a corto plazo, con trastornos del estado de ánimo como la depresión o la ansiedad, con trastornos de personalidad y con trastornos de somatización (Pérez, Barsky, Vago, Baslet y Silbersweig, 2015; Van der Leeuw, Gerrits, Terluin, Numans, van der Feltz-Cornelis, van der Horst y van Marwijk, 2014). Baker et al. (2010, 2012) definen 5 estrategias emocionales que bloquearían e impedirían un correcto procesamiento emocional: la supresión (control excesivo de la experiencia y la expresión emocional), la evitación (evitar experiencias emocionales negativas), las emociones no procesadas (experiencias emocionales intrusivas y persistentes), la pobre experiencia emocional (experiencia emocional desapegada, pobre insight emocional y atribuciones vagas) y las emociones no reguladas (incapacidad de controlar las emociones propias). Además de Baker, varios autores afirman que una pobre regulación emocional o una regulación emocional no adaptativa facilita la no expresión de la emoción, quedando esta almacenada en el cuerpo (Garnefski et al., 2002; González, Montoya, Casullo y Bernabéu, 2002; Van der Leeuw et al., 2014). Por lo tanto, las diferentes formas de regulación emocional tendrán un efecto diferencial en el desarrollo del individuo, a la vez que influirán en su forma de procesar las emociones (Baker, 2012; Pérez et al., 2015). Basándose en este marco teórico, Baker, Thomas, Thomas, Santonastaso y Corigan (2015) crearon el Emotional Processing Questionnaire-25 (EPS25), una herramienta que mide las dificultades de procesamiento que pueden surgir en el continuo desde la percepción de las emociones hasta la expresión de las mismas. En la actualidad existen herramientas que miden diferentes aspectos del procesamiento emocional, pero ninguno captura la naturaleza polifacética del constructo (Baker et al., 2015). Este instrumento ha mostrado adecuadas propiedades psicométricas, así como efectividad a la hora de evaluar un constructo tan complejo como el procesamiento emocional, tanto en su versión original (Baker et al., 2015) como en las validaciones llevadas a cabo en Japón (Yogo y Ohiro, 2007) e Italia (Gremigni y Santanastaso, 2007). Esto parece indicar que puede ser una herramienta de utilidad para medir el procesamiento emocional en población general (Baker et al., 2010; Gremigni y Santanastaso, 2007; Márquez, Montorio, Izal y Losada, 2006; Yogo y Ohiro, 2007).
Sin embargo, hasta la fecha, los autores no tienen conocimiento de su adaptación española en población general ni en adolescentes ni jóvenes adultos (Baker et al., 2015). La adolescencia es una etapa llena de fluctuaciones emocionales que pueden conducir a tomar decisiones impulsivas y poco razonadas que ponen en riesgo diversas áreas tales como la familiar, académica, profesional, afectiva o de salud (González et al., 2002), por lo que el análisis del procesamiento emocional en esta etapa es un aspecto de gran importancia. Por lo tanto, y teniendo en cuenta la influencia de la cultura en el manejo y la expresividad emocional, la validación de este cuestionario es necesaria para poder generalizar tanto sus propiedades psicométricas como su efectividad a la hora de evaluar el procesamiento emocional en muestra española (Potthoff et al., 2016; Quinones, Rodriguez-Carvajal, Clarke y Griffiths (2016); Smith et al., 2016).
Teniendo todo ello en cuenta, los objetivos de este primer estudio son 2. Por un lado, probar la adecuación del modelo factorial propuesto por los autores en el instrumento original mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC) y, por otro lado, evaluar la fiabilidad y validez, mediante índices de consistencia interna y validez convergente y discriminante, de la traducción al castellano del instrumento EPS-25 para medir el procesamiento emocional en adolescentes y jóvenes adultos españoles.
MétodoParticipantesLa muestra total de este estudio estuvo compuesta por 605 participantes, 365 mujeres (60.3%) y 240 hombres (39.7%), con una media de edad de 18.30 (DT = 1.75). Los pacientes fueron captados por un muestreo intencionado tanto en centros universitarios (23%, n = 139), como institutos de educación secundaria (42.8%, n = 259) y centros de formación profesional (29.6%, n = 179). Parte de la muestra (4.6%, n = 29) fue recogida online, mediante redes sociales (Facebook) y por email, solicitando colaboración en el estudio y adjuntando un enlace web para participar.
Del total de la muestra, únicamente un 2% (n = 12) se encontraba trabajando y estudiando al mismo tiempo, mientras que la mayoría (98%, n = 593) únicamente estudiaba.
El criterio de inclusión fue tener entre 16 y 22 años, puesto que la finalidad del estudio fue validar el EPS-25 en adolescentes y jóvenes adultos españoles. Asimismo, para poder participar en el estudio, todos los participantes debieron firmar el consentimiento informado. En el caso de ser mayores de edad, ellos mismos dieron la aprobación firmando el consentimiento; sin embargo, fueran los padres o tutores legales quienes firmaron el caso de los menores. Se excluyó de la muestra a aquellas personas que no hubiesen cumplimentado la batería de cuestionarios correctamente, dejando entre 1 y 4 preguntas en blanco, dependiendo del cuestionario y su longitud.
InstrumentosProcesamiento emocionalEsta variable se evaluó a través del EPS-25 (Baker et al., 2015). El EPS-25 es un instrumento que evalúa dificultades en el procesamiento emocional. Es una escala de autoinforme de 25 ítems, organizados en 5 factores, que se puntúan mediante una escala visual análoga de 10 puntos (de 1 a 10), con 5 categorías a lo largo del continuo: completamente en desacuerdo, en desacuerdo, ni en desacuerdo ni de acuerdo, de acuerdo y totalmente de acuerdo. La traducción al castellano del EPS-25 se llevó a cabo por Montorio, Cabrera e Izal (citado por Baker et al., 2010), pero no ha sido publicada a fecha de este estudio.
El EPS-25 se compone en su estructura original de 5 factores y 5 ítems por factor: supresión (control excesivo de la experiencia y la expresión emocional; ítems 1, 6, 11, 16 y 21); signos de emociones no procesadas (experiencias emocionales intrusivas y persistentes; ítems 2, 7, 12, 17 y 22); emociones no reguladas (incapacidad de controlar las emociones propias; ítems 3, 8, 13, 18 y 23); evitación (evitar experiencias emocionales negativas; ítems 4, 9, 14, 19 y 24) y experiencia emocional empobrecida (experiencia emocional desapegada, pobre insight emocional y atribuciones vagas; ítems 5, 10, 15, 20 y 25). De estas 5 subescalas, 3 se relacionan con el control o desregulación emocional (evitación, supresión y emociones no reguladas), una de ellas recoge aspectos del constructo de alexitimia y la experiencia de emociones (experiencia emocional empobrecida) y la última subescala (signos de emociones no procesadas) se refiere a un inadecuado procesamiento emocional (Baker, 2007). En la versión original del cuestionario las correlaciones (r de Pearson) entre las 5 subescalas (supresión, emociones no reguladas, experiencia emocional empobrecida, signos de emociones no procesadas y evitación) y la escala total de EPS-25 fueron de .76, .73, .83, .81 y .73, respectivamente (p < .01; Baker et al., 2015).
En lo referente a datos de fiabilidad, tanto en su versión original como en su validación con muestra italiana, así como en su validación transcultural, muestra una fiabilidad aceptable con índices de consistencia interna altos (α < .65), para las 5 subescalas que componen los 5 factores.
Regulación emocionalSe empleó el Cognitive Emotion Regulation Questionnaire-short version (CERQ-short; Garnefski y Kraaij, 2007; adaptación al castellano por Domínguez-Sánchez, Lasa-Aristu, y Goñi-Imízcoz, 2011), para evaluar estrategias cognitivas de regulación emocional frente a eventos negativos o displacenteros. Es un instrumento de autoinforme compuesto por 18 ítems respondidos en una escala tipo Likert, en la que 1 es casi nunca y 5 es casi siempre. Este cuestionario examina 9 estrategias cognitivas de regulación emocional que utilizan las personas tras haber sufrido una experiencia displacentera o estresante. Estas estrategias son las siguientes: poner en perspectiva, centrarse en lo positivo, reevaluación positiva, aceptación y planificación, autoculparse, culpar a otros, rumiación y catastrofismo. Mientras que las 5 primeras se consideran funcionales facilitando el funcionamiento emocional adaptativo, las 4 últimas lo dificultan (Garnefski y Kraaij, 2007; Medrano, Moretti , Ortiz y Pereno, 2013). Para una explicación más elaborada sobre la creación del instrumento y sus dimensiones particulares véase Garnefski et al. (2002).
Tanto en su versión original como en su adaptación al castellano, el CERQ-short muestra una alta consistencia interna, con un alfa de Cronbach cercana a .90 en todas sus subescalas. En el presente estudio se obtuvieron alfas de Cronbach de entre .76 y .89 para las 9 subescalas, confirmando así su fiabilidad.
Sintomatología ansiosa y depresivaEstás variables se evaluaron a través de las subescalas de Ansiedad y Depresión del Cuestionario de Síntomas Psicopatológicos-45 (Symptom Assessment [SA-45]; Davison, Book, Colket, Tupler, Roth, David y Davison, 1997), que es una versión abreviada del SCL-90-R (Derogatis, 2002) adaptada al castellano por Sandín, Valiente, Chorot, Santed y Lostao (2008). Se contesta indicando cuánto ha estado presente cada uno de los 45 síntomas durante la última semana, según una escala Likert entre 0 (nada en absoluto) y 4 (mucho o extremadamente). En este estudio se utilizaron 2 subescalas: ansiedad y depresión. Presenta alta consistencia interna, con un alfa de Cronbach de .95 en la escala total y de .85 en la subescala de depresión y .84 en la subescala de ansiedad (Sandín et al., 2008). En este estudio, ambas subescalas presentaron buena consistencia interna, con un alfa de Cronbach por encima de .80 (.81 para depresión y .84 para ansiedad).
ProcedimientoPrevio al comienzo de la investigación, se obtuvo la versión traducida al castellano del EPS-25 por medio del Dorset Research & Development Support Unit. En segundo lugar, y tras recibir el consentimiento por parte del comité ético de la Universidad de Deusto, se solicitó la colaboración de los centros educativos de educación secundaria, formación profesional y educación universitaria.
A continuación, se procedió a la recogida de muestra mediante la administración de una batería de cuestionarios. Las sesiones de evaluación se organizaron en todos los centros por igual: una única sesión, grupal, de una hora de duración. Antes de comenzar, se resaltaron el carácter voluntario de la participación y el anonimato y la confidencialidad a la hora de tratar los datos. Paralelamente a la recogida de datos presencial, se creó una versión informatizada del cuestionario mediante la aplicación Google Drive, de donde proviene la parte de la muestra recogida de manera online. Este cuestionario informatizado, que mantiene las mismas características y número de ítems que la batería de lápiz y papel, se colgó en las redes sociales con el fin de ampliar la recogida de muestra. De acuerdo con Herrero-Fernández (2015), se ha observado que el método de aplicación de los cuestionarios no afectaría a los resultados obtenidos en los mismos. En ambos casos, el cuestionario venía acompañado de una carta explicativa sobre el estudio, objetivos, voluntariedad de participación, consentimiento informado, confidencialidad y anonimato de los datos obtenidos, y datos de contacto del investigador de referencia.
Análisis de datosCon el fin de comprobar en la muestra el ajuste del modelo propuesto en su validación original se realiza un AFC, constatando su estructura factorial. Se utilizó el programa de ecuaciones estructurales EQS (Bentler, 1995) y se usó el método de máxima verosimilitud solicitando los índices de bondad de ajuste consistentes. Además, se comprobaron por la misma vía otros modelos alternativos basados en el marco teórico para contrastar cuál presentaba un mejor ajuste.
Para evaluar el ajuste del modelo, dada la distribución de las variables en la muestra, se decidió utilizar los siguientes estadísticos de ajuste consistentes recomendados en la literatura (Bentler y Bonnet, 1980; Carmines y McIver, 1981; Hu y Bentler, 1999): el cociente entre χ2 Satorra-Bentler y los grados de libertad (gl), que debe ser menor de 3 para poder aceptar el ajuste del modelo, el Comparative Fit Index (CFI) y el Non-Normed Fit Index (NNFI), que han de ser ambos superiores a .90 y, finalmente, el Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA), que idóneamente ha de ser inferior a .06 y aceptable en el rango de .08-.05.
Posteriormente, para poder guiar la reespecificación del modelo factorial, se utilizaron los contrastes estadísticos: Multivarite Lagrange Multipler (LMTest) y el Wald Contraste (WaldTest). También se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) de forma complementaria para la toma de decisiones.
Una vez especificado el modelo final, se calculó la validez de constructo del instrumento en su adaptación al castellano, analizando su validez convergente y discriminante mediante el método multirrasgo multimétodo (MRMM; Campbell y Fiske, 1959).
También se llevó a cabo un análisis descriptivo de los ítems y factores que conformaban dicha adaptación, calculando la media, la desviación típica y la asimetría. Finalmente, se analizó la fiabilidad de la adaptación al castellano del EPS-25, llevando a cabo un análisis cuantitativo de ítems donde se hallaron los coeficientes de correlación (r) así como el alfa de Cronbach.
ResultadosEl AFC del modelo que mantenía la estructura original del instrumento (5 factores y 5 ítems por factor) no mostró un ajuste satisfactorio, sobre la base de la significación de los coeficientes lambda, relativos a la magnitud de la relación entre el ítem y el factor, los errores de estimación. Tampoco los índices consistentes de bondad de ajuste se encontraron dentro de los límites establecidos (CFI = .70; NNFI = .68; RMSEA = .09; χ2 Satorra-Bentler/gl = 6.70; IC del 90%: .09-.10).
Adicionalmente, se analizó un modelo alternativo que mantuviese la distribución de ítems en los 5 factores de la validación original pero agrupados en 3 factores de segundo orden coherentes con la estructura modelo de procesamiento emocional de Baker (2007) explicitada en la Figura 1. Con un resultado análogo al primer modelo y, por tanto, insatisfactorio. También se comprobó la alternativa de un modelo con la misma estructura del original pero añadiendo un único factor de segundo orden que agrupase las 5 estrategias o dificultades de procesamiento emocional inadecuado (correspondientes a los 5 factores) en un cómputo total; este último modelo mostró indicadores estadísticos de un mayor ajuste estadístico que los anteriores pero aún lejos de los criterios establecidos para poder aceptarlo (CFI = .86; NNFI = .88; RMSEA = .07; χ2 Satorra-Bentler/gl = 4.14; IC del 90%: .08-.09).
Modelo de procesamiento emocional y su solapamiento con la estructura factorial del EPS-25 propuesto por Baker et al. (2007, p. 118).
f: factor de primer orden; F: factor de segundo orden.
Siguiendo los procedimientos indicados en la literatura para mejorar el ajuste y reespecificar el modelo (Hair, Anderson, Tatham y Black, 1999; Hu y Bentler, 1999), se utilizaron los contrastes LMTest (p < .01) y Wald Test (p > .05), así como el análisis de la matriz de residuos estandarizados (> ± 2.58). De esta forma, se detectaron problemas con el factor evitación y la indicación de que la reubicación de varios de los ítems que lo componen incrementaría el ajuste del modelo (ítems 9 y 19), así como idoneidad de eliminar el ítem 23. Un análisis preliminar de la relación de cada ítem con la escala total señaló también al ítem 23 como el único que no correlacionaba (r = .03) de manera alta y estadísticamente significativa. También se detectó una fiabilidad muy baja del factor evitación y la de dificultades de procesamiento (donde está presente el ítem 23) con la distribución factorial original α < .65. Un posterior análisis factorial de componentes principales, siguiendo el método de rotación Varimax con normalización Kaiser, también indicaba fuera de la escala el ítem 23, por no encajar en ninguno de los 5 factores propuestos. Asimismo, los ítems 9 y 19 del factor evitación mostraron un mayor peso factorial para los factores dificultades de procesamiento y dificultades de regulación (.46 y .43, respectivamente), mientras que este era inferior a .10 para su factor original.
Estos resultados hicieron necesario valorar la adecuación del contenido del ítem al constructo que teóricamente representaba. Aunque se puede comprobar una menor consistencia del factor evitación, así como un menor peso factorial de los ítems que hemos referido, tanto en la validación original como en las otras validaciones transculturales realizadas (Baker et al., 2015; Gremigni y Santanastaso, 2007; Yogo y Ohiro, 2007) la gran divergencia en el ajuste con el modelo original puede encontrarse en el proceso de traducción e interpretación cultural idiosincrática de los ítems en el contexto de la muestra. De esta forma, la traducción al castellano del ítem 23 «Me resultó difícil relajarme» en comparación con el original en inglés, «Hard to wind down», está bastante alejada del constructor que pretende medir. Por otro lado, los ítems 9 y 19 correspondientes al factor evitación («Hablar sobre sentimientos negativos…» y «No pude soportar sentimientos desagradables») presentan una redacción en su versión española que no parece hacer referencia directa a una evitación experiencial, sino a una dificultad para procesar y regular esas emociones.
Todo lo anterior nos llevó a plantear un nuevo modelo alternativo en el cual se eliminó el ítem 23 y se recolocaron los ítems 9 y 19 del factor evitación a los factores emociones no procesadas y emociones no reguladas, respectivamente, y se fijó un factor de cómputo total de segundo orden con el fin de encontrar una estructura para la adaptación al castellano de la escala que ajustara correctamente. Atendiendo a los índices de bondad de ajuste robustos, el ajuste es satisfactorio (χ2 Satorra-Bentler/gl = 2.87; CFI = .93; NNFI = .92; RMSEA = .06; IC del 90%: .051-.061). Los pesos factoriales de los ítems con sus correspondientes factores son aceptables (> .43), así como la carga de los factores respecto a la escala total. Se probó así, de nuevo mediante un AFC, el ajuste a un modelo de 5 factores y 24 ítems (Figura 2).
Una vez confirmada la estructura del nuevo modelo, se comprobó la validez de constructo mediante la validez convergente y la validez divergente usando el método multirrasgo-multimétodo (Campbell y Fiske, 1959). Se correlacionaron las medidas de procesamiento emocional mediante el EPS-25, afrontamiento emocional mediante el CERQ-versión reducida y la sintomatología física y psicológica mediante las escalas de ansiedad y depresión del SA-45. Como puede observarse en la Tabla 1, las correlaciones entre las dificultades de procesamiento emocional y las medidas criterio son significativas. Concretamente, se observan correlaciones fuertes y significativas con depresión y ansiedad, y las estrategias de regulación negativas rumiación y catastrofismo.
Correlaciones bivariadas (r de Pearson) entre las variables analizadas
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. EPS_supresión | – | |||||||||
| 2. EPS_dif. proces. | .58** | – | ||||||||
| 3. EPS_dif. reg. | .39** | .60** | – | |||||||
| 4. EPS_evitación | .25** | .34** | .20** | – | ||||||
| 5. EPS_pobre exp. | .54** | .63** | .51** | .35** | – | |||||
| 6. Depresión | .43** | .61** | .48** | .09* | .47** | – | ||||
| 7. Ansiedad | .29** | .57** | .49** | .09* | .40** | .66** | – | |||
| 8. CERQ_rumiación | .28** | .48** | .31** | .13** | .31** | .50** | .43** | – | ||
| 9. CERQ_catastro | .20** | .42** | .35** | .12** | .26** | .42** | .39** | .42** | – | |
| 10. CERQ_culp. otr. | .06 | .18** | .20** | .01 | .13* | .15** | .16** | .17** | .23** | – |
| 11. CERQ_autocul. | .20** | .30** | .30** | .09 | .27** | .32** | .25** | .30** | .25** | –.05 |
| 12. CERQ_aceptación | .00 | .00 | –.02 | .04 | –.04 | |||||
| 13. CERQ_centrarse | .07 | –.13 | –.08 | .31** | .10 | |||||
| 14. CERQ_planificación | .00 | .73 | .02 | .15** | .07 | |||||
| 15. CERQ_reevaluac. | –.05 | –.05 | –.05 | .10* | –.07 | |||||
| 16. CERQ_perspectiva | –.04 | .12 | .01 | .17** | .05 |
Autocul.: autoculparse; catastro: catastrofismo; culp. otr.: culpar a otros; dif. proces.: dificultades de procesamiento; dif. reg.: dificultades de regulación; pobre exp.: pobre experiencia emocional; reevaluac.: revaluación cognitiva.
Tras el análisis psicométrico, y omitiendo el ítem eliminado, se llevó a cabo un análisis descriptivo de los 24 ítems que conforman la adaptación al castellano del instrumento. Los resultados se detallan en la Tabla 2. Como puede verse, todos los ítems, así como la escala total, muestran coeficientes de asimetría que se ajustan a los límites de la normalidad (± 1.50). También se recalcularon las correlaciones de los ítems con las subescalas y con la escala total, siendo estas más altas que en el modelo anterior para los ítems 9 y 19 (véase la Tabla 2). En esta nueva estructura factorial, la consistencia interna (alfa de Cronbach) es aceptable (α = .91). Asimismo, también aumenta la consistencia interna de los factores evitación, dificultades de regulación y dificultades de procesamiento con respecto al análisis preliminar de la estructura original.
Estadísticos descriptivos (M, DT, As., correlación entre ítem y factor y correlación entre ítem y total de la escala) de ítems y factores del EPS-25
| Ítem/factor | M | DT | As. | Correlación ítem-factor | Correlación ítem-total |
|---|---|---|---|---|---|
| Supresión (α = .88) | |||||
| Ítem 1 | 5.22 | 2.64 | –.40 | .83 | .52 |
| Ítem 6 | 3.36 | 2.66 | .31 | .74 | .67 |
| Ítem 11 | 4.84 | 2.89 | –.28 | .89 | .61 |
| Ítem 16 | 3.82 | 2.83 | .14 | .81 | .70 |
| Ítem 21 | 4.20 | 2.85 | –.02 | .84 | .65 |
| Dificultades de procesamiento (α = .85) | |||||
| Ítem 2 | 3.53 | 2.66 | .22 | .74 | .69 |
| Ítem 7 | 4.58 | 2.85 | –.19 | .75 | .58 |
| Ítem 9 | 3.86 | 2.76 | .07 | .69 | .63 |
| Ítem 12 | 4.59 | 2.64 | –.32 | .80 | .70 |
| Ítem 17 | 3.96 | 2.80 | .03 | .80 | .73 |
| Ítem 22 | 5.66 | 2.79 | –.72 | .79 | .65 |
| Dificultades de regulación (α= .72) | |||||
| Ítem 3 | 4.16 | 2.81 | .01 | .72 | .51 |
| Ítem 8 | 3.75 | 3.46 | 1.42 | .68 | .50 |
| Ítem 13 | 3.51 | 2.98 | .32 | .70 | .56 |
| Ítem 18 | 3.11 | 3.11 | .55 | .72 | .50 |
| Ítem 19 | 3.28 | 2.74 | .35 | .59 | .64 |
| Evitación (α = .68) | |||||
| Ítem 4 | 3.20 | 2.74 | .47 | .70 | .33 |
| Ítem 14 | 3.99 | 2.60 | –.01 | .72 | .40 |
| Ítem 24 | 4.76 | 2.48 | –v.35 | .73 | .31 |
| Pobre experiencia emocional (α = .76) | |||||
| Ítem 5 | 3.00 | 2.60 | .49 | .72 | .65 |
| Ítem 10 | 2.24 | 2.42 | .86 | .72 | .57 |
| Ítem 15 | 2.68 | 2.54 | .57 | .74 | .60 |
| Ítem 20 | 2.18 | 2.77 | 1.09 | .73 | .54 |
| Ítem 25 | 3.60 | 2.59 | .08 | .70 | .58 |
As.: asimetría; DT: desviación típica; M: media.
Los objetivos de este estudio fueron probar la adecuación del modelo factorial propuesto por Baker et al. (2015) en el instrumento original y evaluar la fiabilidad y la validez de la traducción al castellano del instrumento EPS-25.
En cuanto al primer objetivo, la estructura factorial propuesta originalmente se adecua parcialmente en la traducción al castellano del instrumento. Aunque en la adaptación al castellano del EPS-25 se mantiene una estructura de 5 factores que coincide con la originalmente propuesta por Baker et al. (2010), fue necesario modificar la estructura original que, a priori, no aportó datos a favor de la validez y la fiabilidad del cuestionario, ni a favor de la adecuación factorial al modelo original. Esta nueva versión cuenta con un ítem menos y una distribución de ítems por factor diferente de la original.
Por un lado, la reducción en el número de ítems de 25 a 24 fue necesaria ya que el ítem 23 («Me resultó difícil relajarme») no mostraba un peso factorial adecuado ni con la escala total ni con ninguno de los 5 factores. Esta diferencia respecto a la escala original puede deberse al proceso de traducción e interpretación cultural idiosincrática de los ítems en el contexto de la muestra. De esta forma, el ítem 23 «Me resultó difícil relajarme» en el idioma español muestra una interpretación mucho más amplia (relajación como sinónimo de esparcimiento o evasión en contraste con la ocupación y el trabajo) que en su equivalente inglés, que es en este caso mucho más específico, «Hard to wind down» (que implica un necesario estado de agitación previo). De esta forma, se puede observar que la posible interpretación que la muestra pudo hacer del ítem 23 en su traducción al castellano está bastante alejada del constructo que se pretende medir, emociones no reguladas, que hace referencia a una incapacidad para controlar o regular las propias emociones. Dicha traducción al castellano podría estar haciendo referencia a un aspecto más conductual del manejo emocional, como es la relajación, y no a un aspecto más cognitivo como es el caso de la regulación emocional (Baker, 2012).
En cuanto a los ítems 9 («Hablar sobre sentimientos negativos hacía que me pareciesen peores») y 19 («No pude soportar sentimientos desagradables»), del factor evitación, mostraron un mayor peso factorial para los factores dificultades de procesamiento y dificultades de regulación (.46 y .43, respectivamente), mientras que este era inferior a .10 para su factor original.
En este punto, es importante resaltar que la escala evitación, a la que originalmente pertenecían ambos ítems, ha mostrado limitaciones en todos los estudios realizados hasta la fecha. Los índices de fiabilidad han sido bajos tanto en la validación del cuestionario original como en las adaptaciones y validaciones publicadas hasta la fecha (Baker et al., 2015; Gremigni y Santanastaso, 2007; Yogo y Ohiro, 2007). No es, por lo tanto, de extrañar que en el presente estudio estos resultados hayan sido replicados. Sin embargo, gracias a los diferentes ajustes realizados, se espera haber podido superar estas dificultades y aportar factores con mayor relevancia psicométrica, tal y como indican los resultados.
Estos ajustes pueden deberse una vez más al proceso de traducción e interpretación cultural. En el caso del ítem 9, hablar sobre sentimientos y emociones puede ser una herramienta de procesamiento de los mismos, y en el caso del ítem 19 la dificultad para soportar sentimientos está más ligada a una dificultad en la regulación de los mismos y no tanto a la evitación de éstos. Estas diferencias respecto a la escala creada por Baker et al. (2015) pueden estar originadas en la traducción de los ítems al castellano. Asimismo, los factores culturales pueden estar ejerciendo no solo sesgos en los resultados, sino que también se posicionan como factores de relevante importancia diferenciando los datos obtenidos en ambos países, ya que las emociones y la forma de manejarlas representan, indican y revelan significados culturales. Por otro lado, Potthoff et al. (2016) encontraron que las herramientas de regulación emocional variaban sustancialmente entre los países del norte de Europa y aquellos del sur. Siguiendo este mismo hilo, Quinones et al. (2016) compararon la expresión emocional de trabajadores británicos y españoles, encontrando diferencias significativas en cuanto a la norma social de expresividad emocional entre ambos países. Encontraron que la muestra española era más impulsiva en su expresión emocional, mientras que la británica era mucho más contenida. Estos resultados dejan en evidencia la diferenciación cultural en el manejo emocional, lo que puede afectar directamente a las medidas de procesamiento emocional, como la que se presenta en esta validación.
En lo referente al segundo objetivo del estudio, se confirman la fiabilidad y la validez de la versión adaptada al castellano del EPS-25. Los resultados obtenidos confirman que el instrumento adaptado presenta una buena fiabilidad, que queda reflejada en una alta consistencia interna, tanto en la escala total como en las 3 subescalas. La adaptación al castellano del EPS-25 también ha demostrado ser un instrumento válido. Tanto la validez convergente como la validez discriminante son adecuadas y apoyadas por los resultados obtenidos. Todas las correlaciones fueron altas y significativas, a excepción de las correlaciones entre las dificultades de procesamiento emocional y el afrontamiento emocional positivo, como era de esperar (Garnefski et al., 2002; Gross y Barrett, 2011). Las estrategias positivas son aquellas que disminuyen y regulan la magnitud de las emociones negativas, favoreciendo un manejo adecuado de las mismas, lo que facilita su control y, a su vez, su procesamiento; y las negativas, son entendidas como las estrategias que no solo no consiguen disminuir la emoción negativa, sino que su uso aumenta el efecto adverso de esta, impidiendo así su regulación (Garnefski et al., 2002; Garnefski y Kraaij, 2007), y por lo tanto su correcto procesamiento.
Merece la pena resaltar que la depresión fue la variable que más altamente correlacionó con las dificultades en el procesamiento emocional, mientras que la rumiación correlacionó por encima del resto de las estrategias de afrontamiento negativas. Estos resultados están en línea con investigaciones previas que relacionan déficits en el procesamiento emocional con la psicopatología (Aldao, Nolen-Hoeksema y Schweizer, 2010; Levant, Allen y Lien, 2014; Sagardoy et al., 2014). Varios autores señalan que a mayor dificultad en el procesamiento de las emociones, peor será la expresividad emocional y el pronóstico de pacientes con ansiedad y depresión (Baker et al., 2012; Rude y McCarthy, 2003). Asimismo, la rumiación ha sido asociada con dificultades en el funcionamiento emocional por su carácter repetitivo, intrusivo, perseverativo y no productivo (Nolen-Hoeksema, Wisco y Lyyubomirsky, 2008). Estudios experimentales demuestran que la rumiación aumenta la intensidad del estado de ánimo y los pensamientos negativos, lo que interfiere y dificulta la capacidad de darles una salida adaptativa (Aldao et al., 2010; Nolen-Hoeksema et al., 2008).
Aun así, este estudio no está exento de limitaciones, y hay que ser cautelosos a la hora de generalizar los resultados. En primer lugar, se trata de un estudio de corte transversal, lo que imposibilita la extrapolación de relaciones causales. En segundo lugar, el estudio se llevó a cabo con muestra normativa y de una edad, nacionalidad y nivel sociocultural concreto. Esta limitación muestral ha podido influir de igual manera en la interpretación de los ítems, favoreciendo los sesgos culturales mencionados con anterioridad.
En tercer lugar, la metodología empleada para la recogida de datos ha sido tanto presencial como online. Aunque varios estudios señalan que el método de aplicación puede sesgar los datos recogidos) estudios como el de Herrero-Fernández (2015) señalan que no existen diferencias entre las aplicaciones online y las de lápiz y papel.
ConclusionesLos resultados obtenidos en este estudio de validación justifican la idea de que el EPS-25 es una herramienta adecuada para medir las dificultades en el procesamiento emocional. Tras las adaptaciones pertinentes, los datos muestra que la versión española del EPS-25 se posiciona como una herramienta válida y fiable que ayuda en el diagnóstico y el tratamiento de problemas psicológicos y patologías tan prevalentes como la ansiedad y la depresión.
Esta es una escala sin precedentes que tiene como objetivo medir el procesamiento de las emociones, constructo muy asociado a las dificultades de regulación emocional y con interesantes implicaciones, tanto a nivel psicológico como físico. Además, cuenta con el apoyo de la validación en otros países e idiomas que asimismo han arrojado buenos resultados de validez y consistencia interna, en línea con los aportados en este estudio (Baker et al., 2015; Gremigni y Santanastaso, 2007; Yogo y Ohiro, 2007).
Por último, y de cara a futuras investigaciones, sería interesante poder analizar el desarrollo del procesamiento emocional a lo largo de los diferentes ciclos vitales y ver si se mantiene o, por el contrario, se modifica, analizando a su vez la relación con otras variables psicológicas. Asimismo, también es necesario analizar la estructura factorial del cuestionario en diferentes grupos de muestras teniendo en cuenta factores tan relevantes como la edad y la nacionalidad, así como en población clínica. Sería muy favorable realizar una nueva traducción y retrotraducción, acompañados de un nuevo análisis del ajuste del modelo, que permita investigar en profundidad el comportamiento de los ítems 23, 9 y 19.
En esta línea, estudios futuros deberían orientarse a validar el cuestionario en diferentes poblaciones y regiones para probar la estructura factorial propuesta.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.