Estudio preliminar para la validación de la versión española del Personality Belief Questionnaire
Preliminary study for the validation of the Spanish version of the Personality Belief Questionnaire
a Departamento de Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico. Universidad de Granada. Granada. España.
b Centro Provincial de Drogodependencias. Diputación de Granada. Granada. España.
c Departamento de Psicología. Universidad de Huelva. Huelva. España.
d Departamento de Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico. Universidad de Granada. Granada. España. Instituto de Neurociencias Federico Olóriz. Universidad de Granada. Granada. España.
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Según esto, las creencias mantienen las estructuras que están en la base de la percepción e interpretación del entorno, por lo que los rasgos de personalidad pueden conceptualizarse como expresiones abiertas de estas estructuras subyacentes que guían el procesamiento de la información y la conducta.</p><p class="elsevierStylePara"> Beck y Beck<span class="elsevierStyleSup">2</span> desarrollaron el <span class="elsevierStyleItalic">Personality Belief Questionnaire</span> (PBQ), un cuestionario autoadministrado diseñado para medir las creencias que caracterizan cada uno de los trastornos de la personalidad. El cuestionario lo componen 126 ítems que recogen las escalas correspondientes a los distintos trastornos del Eje II (DSM), con la excepción del trastorno límite, cuya medición se incorporó posteriormente. Cada escala la componen 14 ítems correspondientes a otras tantas creencias disfuncionales. Beck y Freeman<span class="elsevierStyleSup">1</span> elaboraron un listado diferenciado de creencias básicas que caracterizan cada TP y que difieren en su conjunto del resto de TP, de modo que una persona con un determinado TP presenta en mayor medida creencias de ese trastorno. En una investigación posterior<span class="elsevierStyleSup">3</span> se comprobó que las personas que presentaron un TP, diagnosticado a través de la entrevista diagnóstica del DSM (SCID-II), presentaban puntuaciones más altas en las escalas formadas por las creencias disfuncionales del TP correspondiente. Esto es, se asociaron creencias teóricamente consistentes con cada tipo de trastorno. Estos hallazgos han sido desarrollados por investigaciones recientes, que han demostrado fiablemente que la intensidad de las creencias se corresponde con los diagnósticos respectivos<span class="elsevierStyleSup">4,5</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> Para abordar la medición de las creencias típicas del trastorno límite se propuso una nueva escala derivada de 14 ítems ya incluidos en el cuestionario y relacionados con creencias de dependencia, indefensión, desconfianza, miedo al abandono, miedo a perder el control emocional y conducta histriónica<span class="elsevierStyleSup">6</span>. Por tanto, la escala límite está compuesta por creencias básicas asociadas a varios TP, relación que es consistente con el modelo psicopatológico del trastorno límite de la personalidad<span class="elsevierStyleSup">7,8</span>. Algunas creencias podrían resultar incluso contradictorias pero, de hecho, son representativas de la clínica que se observa en este trastorno.</p><p class="elsevierStylePara"> Las investigaciones que han analizado este cuestionario han encontrado valores aceptables de consistencia interna en cada una de las escalas de creencias asociadas a los TP<span class="elsevierStyleSup">3,9</span>. Estos estudios han permitido comprobar la premisa de que a cada TP se le puede atribuir un grupo bien definido de creencias básicas. No obstante, otros estudios realizados con el cuestionario han revelado que estos grupos de creencias disfuncionales pueden no corresponderse de manera exclusiva con un único TP, sino que podrían estar presentes, aunque con una menor intensidad, en otros trastornos. En el estudio de Arntz et al<span class="elsevierStyleSup">9</span> este solapamiento parcial se relacionó con la coocurrencia de distintas formas de psicopatología. En el estudio de Beck et al<span class="elsevierStyleSup">3</span>, que también observó una correlación interescalas importante, se atribuyó este fenómeno a la presencia de un estado de malestar general que sería común a los distintos TP.</p><p class="elsevierStylePara"> De manera general, el cuestionario PBQ nos permite delimitar el grado con el que cada paciente se identifica con las creencias disfuncionales de cada TP, de modo que, aunque se aconseja utilizar una entrevista estructurada para diagnosticar una psicopatología en el Eje II, este cuestionario puede facilitar y complementar la evaluación. Por otro lado, la determinación de la presencia o no de algún TP utilizando este cuestionario se acompaña de una aproximación precisa a la cuantificación de la variable sobre la que se puede intervenir terapéuticamente, esto es, las creencias básicas. Si conocemos la intensidad de las creencias básicas disfuncionales vinculadas con cada uno de los TP con los que se identifica la persona, podemos identificar de manera más precisa los objetivos de la intervención. El objetivo general de la terapia cognitiva de los TP es enseñar a los pacientes a identificar sus creencias nucleares desadaptativas. En el estudio de Beck et al<span class="elsevierStyleSup">3</span> se constató que los pacientes que después del tratamiento mostraban una menor identificación con las creencias básicas disfuncionales de cada escala de personalidad informaban de mejoras en diversas áreas de funcionamiento.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Objetivos </span></p><p class="elsevierStylePara"> Los objetivos de esta investigación son: <span class="elsevierStyleItalic">1)</span> desarrollar una versión española del cuestionario PBQ y llevar a cabo un análisis preliminar de sus propiedades psicométricas en una muestra de conveniencia de individuos sanos, y <span class="elsevierStyleItalic">2)</span> determinar si la medición de las creencias disfuncionales mediante el PBQ permite discriminar entre subgrupos con puntuaciones extremas en rasgos de personalidad medidos con un instrumento de diagnóstico estándar (el MCMI-III). Nuestra hipótesis de partida es que la versión española del PBQ presentará buenos índices de consistencia interna y permitirá discriminar entre individuos sanos con puntuaciones extremas en los distintos rasgos de personalidad correspondientes a las respectivas escalas de creencias. De cumplirse esta segunda predicción, proporcionaría un índice de validez del cuestionario, e informaría de la convergencia entre la medición de rasgos de personalidad con un <span class="elsevierStyleItalic">gold standard</span> (MCMI) y la medición de la intensidad de las creencias vinculadas con esos rasgos mediante el PBQ.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método </span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Participantes </span></p><p class="elsevierStylePara"> La muestra estuvo compuesta por 63 estudiantes de psicología, trabajo social y derecho (32,3% hombres y 67,7% mujeres) de la Universidad de Granada, todos ellos de nacionalidad española. Se utilizó un procedimiento de muestreo accidental, atendiendo a su disponibilidad. A los estudiantes seleccionados para participar se les informó sobre los objetivos de la investigación, se les explicó el carácter anónimo de la información recogida y se les garantizó la confidencialidad de los datos recogidos antes de solicitar su consentimiento informado de participación voluntaria. Asimismo, se les informó de que no recibirían compensación alguna por su participación.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Instrumentos </span></p><p class="elsevierStylePara"> El PBQ<span class="elsevierStyleSup">2 </span>es un cuestionario para medir el grado con el que una persona se identifica con creencias básicas disfuncionales relacionadas con TP. Consta de 126 ítems, incluyendo diez escalas correspondientes a cada uno de los trastornos del Eje II (DSM). Nueve de las escalas están compuestas por catorce ítems. Las escalas son: evitativo, dependiente, obsesivo-compulsivo, narcisista, antisocial, histriónico, esquizoide, paranoide y pasivo agresivo. Una escala adicional mide el trastorno límite de la personalidad, compuesta de catorce ítems extraídos del resto de escalas. El cuestionario presenta respuestas tipo Likert de cinco valores, siendo la interpretación de los valores numéricos la siguiente: 4 = lo creo totalmente; 3 = lo creo mucho; 2 = lo creo moderadamente; 1 = lo creo levemente, y 0 = no lo creo nada.</p><p class="elsevierStylePara"> Para desarrollar la versión española utilizada en el presente estudio, se llevó a cabo un proceso de <span class="elsevierStyleItalic">a)</span> traducción del cuestionario original al español; <span class="elsevierStyleItalic">b)</span> retrotraducción de esta versión española al inglés, y <span class="elsevierStyleItalic">c)</span> comparación de la equivalencia de ambas versiones. La traducción inicial al castellano la realizaron dos miembros del equipo de investigación (J.M. Martínez-González y A. Verdejo-García), basándose en formulaciones previas de los ítems recogidos en Beck y Freeman<span class="elsevierStyleSup">1</span>. La retrotraducción al inglés la realizó un traductor independiente. Posteriormente, ambas versiones (la original y la retrotraducida) fueron contrastadas por dos evaluadores externos del Instituto Beck de Estudios de Personalidad, que propusieron y supervisaron cambios menores hasta certificar la equivalencia lingüística de ambas versiones.</p><p class="elsevierStylePara"> El Inventario Clínico Multiaxial de Millon II (MCMI-II)<span class="elsevierStyleSup">10</span> es un cuestionario de 175 ítems que se responden en una escala dicotómica verdadero/falso. Estima la puntuación en diez escalas de TP de moderada gravedad y tres de severidad. Cuenta con escalas de validez, alteración, distorsión y sinceridad.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Procedimiento </span></p><p class="elsevierStylePara"> Antes de comenzar la administración se informó a todos los estudiantes que se encontraban en el aula en ese momento sobre el procedimiento y características de los instrumentos. Se informó sobre la confidencialidad de los resultados, dando la posibilidad de que participaran voluntariamente. La administración del cuestionario fue colectiva. En todos los casos, los participantes no emplearon más de 45 minutos para completar los dos cuestionarios. El material que se entregó estaba ordenado de manera que debían responder, en primer lugar, al cuestionario PBQ y, posteriormente, al MCMI.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Análisis estadísticos </span></p><p class="elsevierStylePara"> Inicialmente, se aplicó la prueba Kolmogorov-Smirnov para contrastar la normalidad de las puntuaciones correspondientes a las subescalas del PBQ. Todas las subescalas reunían el criterio de normalidad, con la excepción de la subescala de límite.</p><p class="elsevierStylePara"> Para conocer el funcionamiento de los ítems, se calculó para cada uno de ellos la correlación ítem-total con respecto a su propia subescala y a la puntuación total. La consistencia interna de las subescalas fue calculada mediante el coeficiente alfa de Cronbach. La fiabilidad del instrumento se calculó aplicando la fiabilidad de un compuesto.</p><p class="elsevierStylePara"> Para conocer la capacidad discriminativa de las subescalas del PBQ, se utilizaron como referencia las escalas equivalentes del MCMI-III, que sirvieron para generar subgrupos con puntuaciones extremas de los distintos rasgos de personalidad dentro de la población normal. En función de las puntuaciones obtenidas en el MCMI-III, se crearon dos subgrupos de sujetos: los ubicados por debajo del percentil 25 y los ubicados por encima del percentil 75. Una vez establecidos estos dos grupos de rasgos extremos en cada una de las escalas del MCMI-III, se aplicó la prueba estadística U de Mann-Whitney, teniendo como variable dependiente la escala equivalente del PBQ.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados </span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Descriptivos </span></p><p class="elsevierStylePara"> La tabla 1 muestra las estadísticas descriptivas correspondientes a cada una de las subescalas que componen el PBQ. En términos generales, se puede observar que las puntuaciones están por debajo de la media correspondiente a cada subescala (el valor medio sería 28 puntos), y se aprecia un efecto suelo en seis de las diez subescalas, si bien merecen especial atención las subescalas "evitativo", "paranoide" y "límite". No obstante, por tratarse de una muestra dentro de la población "normal", no es probable que estos efectos suelo se relacionen con dificultades de discriminación de las subescalas.</p><p class="elsevierStylePara"><img alt="Tabla 1 Descriptivos sobre las puntuaciones de la muestra en las distintas escalas del Personality Belief Questionnaire" src="182v13n04-90098408fig1.jpg"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Fiabilidad y análisis de la estructura de las subescalas</span></p><p class="elsevierStylePara"> Inicialmente, para conocer el comportamiento de los ítems, se decidió analizar las correlaciones ítem-total corregidas de cada ítem con su propia subescala, y las correlaciones ítem-total con las otras subescalas que componen el PBQ. Los resultados mostraron que, atendiendo a los valores medios, en todos los casos las correlaciones de los ítems con su propia subescala son superiores a sus correlaciones con otras subescalas. No obstante, atendiendo a cada uno de los ítems individuales, en todas las subescalas (con excepción de la subescala "obsesivo-compulsivo") aparecen entre uno y tres ítems que presentan correlaciones más altas con las puntuaciones totales de subescalas diferentes a la que pertenecen. En el caso de la subescala "límite", dado que ésta se conforma a partir de la suma de ítems de escalas anteriores, es previsible que nueve ítems presenten correlaciones más altas con otras subescalas.</p><p class="elsevierStylePara"> En cuanto a los valores de consistencia interna, en todas las subescalas se detectaron valores aceptables, a excepción de las subescalas "histriónico" y "narcisista", en las que el valor está sensiblemente por debajo de lo recomendado (tabla 2).</p><p class="elsevierStylePara"><img alt="Tabla 2 Consistencia interna y correlaciones de cada ítem con su propia subescala, y de cada ítem con el resto de subescalas que forman el Personality Belief Questionnaire" src="182v13n04-90098408fig2.jpg"></img></p><p class="elsevierStylePara"> Por otro lado, se observan correlaciones estadísticamente significativas entre las puntuaciones totales de todas las subescalas, con la excepción de las existentes entre la subescala "dependiente" y "narcisista"y "esquizoide", y la relación entre la subescala "pasivo-agresivo" y "narcisista" (tabla 3).</p><p class="elsevierStylePara"><img alt="Tabla 3 Correlaciones entre las puntuaciones de las distintas subescalas del Personality Belief Questionnaire en la muestra" src="182v13n04-90098408fig3.jpg"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Evidencias basadas en la relación con otras variables</span></p><p class="elsevierStylePara"> El estudio de las evidencias de validez convergente con las subescalas equivalentes del MCMI-III mostró diferencias estadísticamente significativas entre los subgrupos extremos definidos por el MCMI-III (sujetos por encima del percentil 75 frente a sujetos por debajo del percentil 25) en las puntuaciones correspondientes a siete de las diez subescalas del PBQ. No se encontraron diferencias entre los subgrupos en las subescalas "obsesivo", "narcisista" e "histriónico" (tabla 4).</p><p class="elsevierStylePara"><img alt="Tabla 4 Comparación entre las puntuaciones del Personality Belief Questionnaire de individuos ubicados en los extremos superior e inferior de los rasgos de personalidad medidos por el Millon Clinical Multiaxial Inventory-III" src="182v13n04-90098408fig4.jpg"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Discusión</span></p><p class="elsevierStylePara"> El objetivo de este estudio fue valorar las propiedades psicométricas y la validez discriminativa de la versión española del cuestionario PBQ, utilizando una muestra no clínica. El procedimiento de adaptación del cuestionario, incluyendo la traducción y retrotraducción, realizada por lingüistas independientes, junto con la revisión de la versión final por parte de expertos internacionales en psicología de la personalidad, nos permite avalar su equivalencia lingüística, cultural y técnica con el original. Los análisis psicométricos mostraron que los índices de fiabilidad de las diferentes subescalas son aceptables, mostrando buenos índices de consistencia interna y correlación de cada ítem con el total de su escala. Por tanto, las distintas escalas que forman el cuestionario PBQ parecen medir de manera fiable las creencias disfuncionales asociadas en mayor medida con cada TP. En relación con la validez del instrumento y su capacidad discriminativa, los resultados mostraron que las subescalas de creencias disfuncionales del PBQ discriminan entre individuos sanos con puntuaciones extremas en los rasgos de personalidad correspondientes medidos por el MCMI-III.</p><p class="elsevierStylePara"> En relación con nuestro primer objetivo, analizar las propiedades psicométricas de la versión española del PBQ, nuestros resultados demostraron que, globalmente, los ítems que conforman las diferentes subescalas están bien diseñados para medir creencias disfuncionales. Estos valores son similares a los encontrados en el estudio de Beck et al<span class="elsevierStyleSup">3</span>. Sin embargo, las escalas "histriónico" y "narcisista" presentaron en nuestra muestra valores de consistencia interna inferiores a lo esperado, observándose que ciertos ítems presentaban correlaciones más bajas con sus escalas, en comparación con las que presentan el resto de ítems que conforman la escala. Esto puede deberse a que esos ítems necesitan reformularse para mejorar su comprensión y su capacidad de reflejar características muy representativas y distintivas de estos trastornos; por ejemplo, el ítem 80 de la escala narcisista ("La gente debería preocuparse por promocionarme, porque tengo un gran talento") se reformularía como "La gente debería desvivirse por promocionar mi carrera, porque tengo un talento extraordinario". Con estos cambios, creemos que mejorará la consistencia interna en estas subescalas.</p><p class="elsevierStylePara"> Se observa una buena correlación entre los ítems que conforman cada una de las escalas y las puntuaciones totales de las mismas. Si atendemos a los valores medios, observamos que en todos los casos las correlaciones de los ítems con su propia escala son superiores a las que presentan con cualquier otra escala. Estos resultados coinciden en su mayoría con los hallados en el estudio de Beck et al<span class="elsevierStyleSup">3</span>. No obstante, en la mayoría de las subescalas existen de 1 a 3 ítems que presentan coeficientes de correlación ligeramente superiores a otras subescalas, algo esperable teniendo en cuenta que todas las creencias no se refieren exclusivamente a un solo TP. La única excepción fue la escala límite, que presenta nueve ítems que correlacionan mejor con otras subescalas, hecho que esperábamos, ya que esta subescala se conforma a partir de la suma de ítems de diferentes subescalas. Estos resultados coinciden con los obtenidos en el estudio de Beck et al<span class="elsevierStyleSup">3</span>, toda vez que el perfil de creencias es clave para explicar el cuadro psicopatológico característico de los sujetos con TP límite<span class="elsevierStyleSup">8</span>.</p><p class="elsevierStylePara"> Se han obtenido correlaciones estadísticamente significativas entre las puntuaciones totales de todas las subescalas, exceptuando entre las subescalas "dependiente" y "narcisista" y "esquizoide", y entre la subescala "pasivo-agresiva" y "narcisista". Esta correlación interescalas corrobora el hecho de que las creencias disfuncionales no son exclusivas de un solo TP, sino que las creencias vinculadas a un TP pueden manifestarse en otros trastornos con una intensidad más moderada. Estos resultados coinciden con los hallados en el estudio de Arntz et al<span class="elsevierStyleSup">9</span>. Dichos autores consideran que estas correlaciones podrían reflejar una asociación parcial entre las creencias distintivas de cada trastorno, lo que podría considerarse un rasgo global de "psicopatología de la personalidad". En relación con este aspecto, Beck et al<span class="elsevierStyleSup">3</span> encuentran resultados similares al explicar este fenómeno como la existencia de un "factor de malestar general".</p><p class="elsevierStylePara"> Uno de los objetivos principales en este estudio ha sido explorar la validez convergente de las escalas del PBQ con un <span class="elsevierStyleItalic">gold standard</span> de evaluación clínica de rasgos/trastornos de personalidad. El grado en el que se identifican las personas con las creencias disfuncionales que recoge el cuestionario PBQ permite discriminar entre individuos con puntuaciones extremas (superiores frente a inferiores) en los correspondientes rasgos de personalidad medidos con el MCMI-III. Las tres subescalas que no mostraron diferencias estadísticamente significativas fueron la "obsesiva", la "narcisista" y la "histriónica", posiblemente, debido a las dificultades de ciertos ítems de estas escalas para reflejar fielmente la intensidad de determinadas creencias disfuncionales representativas de estos trastornos (como argumentamos previamente). Estudios previos en muestras comunitarias y de estudiantes, incluyendo diseños de análogos como el empleado aquí, han resultado exitosos para transferir sus hallazgos a poblaciones clínicas<span class="elsevierStyleSup">11</span>. El uso de la muestra de población no clínica permitió comprobar la firmeza del instrumento para discriminar creencias disfuncionales en una muestra representativa de la población normal. No obstante, estos resultados deben replicarse en muestras clínicas con alta prevalencia de patologías de Eje II. Estudios futuros deberían incrementar el tamaño muestral para profundizar en el análisis factorial confirmatorio a la vez que mejorar la potencia estadística y error tipo II que han podido afectar a los resultados de algunas sub escalas (por ejemplo, "narcisista" "obsesivo", "histriónico"), que no lograron discriminar entre los subgrupos extremos.</p><p class="elsevierStylePara"> Los resultados son plausibles con la teoría cognitiva, en la medida en que pueden vincularse algunas creencias de sadaptativas con determinados TP, y confirmamos la utilidad del instrumento con el objetivo de facilitar la evaluación de personas con TP, así como para determinar las creencias básicas objeto fundamental de intervención terapéutica.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Conflicto de intereses</span></p><p class="elsevierStylePara"> Los autores declaran que no tienen ningún conflicto de intereses.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"> *Autor para correspondencia. <br></br><span class="elsevierStyleItalic">Correo electrónico:</span><a href="mailto:nalbein@ugr.es" class="elsevierStyleCrossRefs">nalbein@ugr.es</a> (N. Albein-Urios).</p><p class="elsevierStylePara"> Recibido el 23 de febrero de 2011; <br></br> aceptado el 20 de mayo de 2011.</p>" "pdfFichero" => "182v13n04a90098408pdf001.pdf" "tienePdf" => true "PalabrasClave" => array:2 [ "es" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Palabras clave" "identificador" => "xpalclavsec173825" "palabras" => array:1 [ 0 => "Creencias disfuncionales; Trastornos de la personalidad; MCMI-III; Terapia cognitiva" ] ] ] "en" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Keywords" "identificador" => "xpalclavsec173826" "palabras" => array:1 [ 0 => "Dysfunctional beliefs; Personality disorders; MCMI-III; Cognitive therapy" ] ] ] ] "tieneResumen" => true "resumen" => array:2 [ "es" => array:1 [ "resumen" => "<p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Introducción</span>. Las creencias disfuncionales se definen como esquemas cognitivos que dirigen una percepción e interpretación anormal de la realidad, estando presentes en todos los trastornos de la personalidad. Beck y Beck desarrollaron el instrumento <span class="elsevierStyleItalic">Personality Belief Questionnaire</span> (PBQ), un cuestionario que mide el grado en el que las personas se identifican con creencias básicas asociadas con trastornos de la personalidad, proporcionando información única sobre la intensidad de las creencias disfuncionales que deben ser abordadas en el tratamiento de las mismas.</p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Objetivo</span>. Los objetivos de este estudio son, en primer lugar, desarrollar una versión española del PBQ y realizar un estudio preliminar sobre sus propiedades psicométricas en una muestra de población normal; y, en segundo lugar, examinar si la medición de creencias disfuncionales mediante el PBQ discrimina entre subgrupos de individuos con puntuaciones extremas en rasgos de personalidad medidos con un <span class="elsevierStyleItalic">gold standard</span> (Inventario clínico multiaxial de Millon III). <span class="elsevierStyleItalic">Método</span>. Se administró la versión española del PBQ desarrollada en este estudio y el Inventario clínico multiaxial de Millon III, a una muestra de 63 estudiantes universitarios de nacionalidad española.</p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Resultados</span>. Los resultados mostraron que la adaptación española del cuestionario PBQ cuenta con unas adecuadas propiedades psicométricas. Asimismo, el instrumento fue capaz de detectar una intensidad de creencias disfuncionales significativamente mayor en el subgrupo de individuos con puntuaciones comprendidas en el rango superior de los rasgos de personalidad correspondientes medidos por el Inventario clínico multiaxial de Millon III.</p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones</span>. Concluimos que la adaptación española del cuestionario PBQ es un instrumento con buenas propiedades psicométricas (fiabilidad y validez de constructo) y un importante potencial de aplicación para la evaluación de pacientes con trastornos de la personalidad con objeto de mejorar así el proceso de intervención terapéutica.</p>" ] "en" => array:1 [ "resumen" => "<p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Introduction</span>. Dysfunctional beliefs are defined as cognitive schemas that drive an abnormal perception and interpretation of reality, being present in all personality disorders. Beck and Beck developed the Personality Belief Questionnaire (PBQ) in order to measure the degree to which individuals endorse basic beliefs associated with personality disorders, providing unique information about the intensity of the dysfunctional beliefs that must be addressed during treatment.</p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Objective</span>. The aims of this study are, first, to develop a Spanish version of the PBQ and to evaluate its psychometric properties in a sample from the normal population, and second, to examine if PBQ's indexed intensity of dysfunctional beliefs may discriminate between subgroups of individuals within the extreme tails of their corresponding personality traits (measured by a gold standard, the MCMI-III).</p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Methods</span>. We administered the PBQ and the MCMI-III to a sample of 63 undergraduate students of Spanish nationality.</p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Results</span>. Results showed that the Spanish adaptation of the PBQ have sound psychometric properties. Furthermore, we showed that there is a good fit between the personality traits measured with the gold standard and the intensity of dysfunctional beliefs measured with the PBQ, since this questionnaire was able to discriminate between individuals with high vs. low levels of the corresponding personality traits.</p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Conclusions</span>. We conclude that the Spanish adaptation of the PBQ presents adequate psychometric properties (in terms of reliability and construct validity) and holds an important potential for application to clinical populations, in which it may assist the treatment process.</p>" ] ] "multimedia" => array:4 [ 0 => array:8 [ "identificador" => "tbl1" "etiqueta" => "Tabla 1" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "182v13n04-90098408fig1.jpg" "imagenAlto" => 729 "imagenAncho" => 2108 "imagenTamanyo" => 168884 ] ] ] ] ] "descripcion" => array:1 [ "es" => "Descriptivos sobre las puntuaciones de la muestra en las distintas escalas del Personality Belief Questionnaire" ] ] 1 => array:8 [ "identificador" => "tbl2" "etiqueta" => "Tabla 2" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "182v13n04-90098408fig2.jpg" "imagenAlto" => 862 "imagenAncho" => 2112 "imagenTamanyo" => 303368 ] ] ] ] ] "descripcion" => array:1 [ "es" => "Consistencia interna y correlaciones de cada ítem con su propia subescala, y de cada ítem con el resto de subescalas que forman el Personality Belief Questionnaire" ] ] 2 => array:8 [ "identificador" => "tbl3" "etiqueta" => "Tabla 3" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "182v13n04-90098408fig3.jpg" "imagenAlto" => 716 "imagenAncho" => 2108 "imagenTamanyo" => 199678 ] ] ] ] ] "descripcion" => array:1 [ "es" => "Correlaciones entre las puntuaciones de las distintas subescalas del Personality Belief Questionnaire en la muestra" ] ] 3 => array:8 [ "identificador" => "tbl4" "etiqueta" => "Tabla 4" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "copyright" => "Elsevier España" "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:1 [ "tablaImagen" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagenFichero" => "182v13n04-90098408fig4.jpg" "imagenAlto" => 1658 "imagenAncho" => 2108 "imagenTamanyo" => 359721 ] ] ] ] ] "descripcion" => array:1 [ "es" => "Comparación entre las puntuaciones del Personality Belief Questionnaire de individuos ubicados en los extremos superior e inferior de los rasgos de personalidad medidos por el Millon Clinical Multiaxial Inventory-III" ] ] ] "bibliografia" => array:2 [ "titulo" => "Bibliografía" "seccion" => array:1 [ 0 => array:1 [ "bibliografiaReferencia" => array:11 [ 0 => array:3 [ "identificador" => "bib1" "etiqueta" => "1" "referencia" => array:1 [ 0 => array:2 [ "contribucion" => array:1 [ 0 => array:3 [ "titulo" => "Terapia cognitiva de los trastornos de personalidad." 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Información del artículo
ISSN: 15750973Idioma original: Español
Datos actualizados diariamente
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|---|---|---|---|
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| 2024 Octubre | 187 | 18 | 205 |
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| 2016 Agosto | 14 | 6 | 20 |
| 2016 Julio | 15 | 8 | 23 |
| 2016 Junio | 44 | 22 | 66 |
| 2016 Mayo | 33 | 30 | 63 |
| 2016 Abril | 27 | 24 | 51 |
| 2016 Marzo | 32 | 30 | 62 |
| 2016 Febrero | 37 | 35 | 72 |
| 2016 Enero | 20 | 28 | 48 |
| 2015 Diciembre | 15 | 20 | 35 |
| 2015 Noviembre | 38 | 23 | 61 |
| 2015 Octubre | 29 | 29 | 58 |
| 2015 Septiembre | 22 | 26 | 48 |
| 2015 Agosto | 45 | 16 | 61 |
| 2015 Julio | 42 | 22 | 64 |
| 2015 Junio | 30 | 24 | 54 |
| 2015 Mayo | 42 | 27 | 69 |
| 2015 Abril | 37 | 40 | 77 |
| 2015 Marzo | 33 | 36 | 69 |
| 2015 Febrero | 27 | 22 | 49 |
| 2015 Enero | 51 | 26 | 77 |
| 2014 Diciembre | 95 | 2 | 97 |
| 2014 Noviembre | 73 | 3 | 76 |
| 2014 Octubre | 80 | 4 | 84 |
| 2014 Septiembre | 69 | 5 | 74 |
| 2014 Agosto | 75 | 4 | 79 |
| 2014 Julio | 84 | 3 | 87 |
| 2014 Junio | 105 | 4 | 109 |
| 2014 Mayo | 58 | 5 | 63 |
| 2014 Abril | 43 | 5 | 48 |
| 2014 Marzo | 42 | 3 | 45 |
| 2014 Febrero | 35 | 3 | 38 |
| 2014 Enero | 51 | 4 | 55 |
| 2013 Diciembre | 49 | 2 | 51 |
| 2013 Noviembre | 42 | 15 | 57 |
| 2013 Octubre | 61 | 10 | 71 |
| 2013 Septiembre | 30 | 2 | 32 |
| 2013 Agosto | 39 | 4 | 43 |
| 2013 Julio | 19 | 1 | 20 |
| 2011 Septiembre | 541 | 0 | 541 |
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