1. INTRODUCCIÓN
La regulación emocional (RE) es la capacidad de una persona para reconocer, aceptar y manejar sus emociones de manera efectiva (Gratz et al., 2015). Este constructo implica comprender claramente los propios estados emocionales, minimizar la interferencia de las emociones en las actividades diarias y responder de manera adaptativa ante experiencias emocionales intensas (Gratz & Roemer, 2004). Una RE adecuada contribuye al equilibrio emocional, lo cual repercute directamente en el bienestar psicológico y en una mejor adaptación a las demandas del entorno (Gross, 1998). Es, por lo tanto, un proceso fundamental para la adaptación emocional y social, y su déficit se ha asociado a una serie de problemas de salud mental, como depresión, ansiedad, abuso de sustancias, trastorno bipolar y altos niveles de estrés percibido, entre otros cuadros (Antuña-Camblor et al., 2024; De Prisco et al., 2023; Miola et al., 2022; Stellern et al., 2023). Asimismo, los déficits en esta capacidad pueden afectar negativamente la calidad de vida, las relaciones interpersonales, el rendimiento académico o laboral, y la salud física, mientras que una RE efectiva se vincula con mayor bienestar general y funcionamiento adaptativo (Aldao et al., 2010; Gross & John, 2003; Kozubal et al., 2023; Schäfer et al., 2017).
Las dificultades en la RE también se han relacionado con diversos factores individuales y uno de ellos es la seguridad en el apego. De hecho, la teoría del apego ha sido considerada una teoría de la regulación emocional, ya que describe cómo las personas despliegan estrategias de búsqueda de proximidad, intensificación de la experiencia emocional (hiperactivación de las necesidades de apego) o apagamiento de esta (desactivación de las necesidades de apego), en función de las experiencias vinculares tempranas (Mikulincer & Shaver, 2019). Al respecto, la evidencia es consistente en mostrar que las personas con mayor inseguridad en el apego presentan mayores dificultades para regular sus emociones de manera efectiva (Bekmezci & Çağatay, 2024; Domic-Siede et al., 2024a; Guzmán-González et al., 2024; Helvacı Çelik et al., 2023; Liu & Ma, 2019). En Chile, la Escala de Dificultades de Regulación Emocional (DERS), en su versión adaptada al español (DERS-E), ha demostrado ser una herramienta con buenas propiedades psicométricas para evaluar las dificultades de RE en adultos (Guzmán-González et al., 2014). Este instrumento permite abordar cinco dimensiones clave de la RE, cada una de las cuales representa un aspecto específico en el que una persona puede experimentar dificultades al manejar sus emociones (Gratz & Roemer, 2004). Estas dimensiones son: i) rechazo emocional, que alude a la tendencia a experimentar vergüenza, enojo o culpa hacia uno mismo al sentir emociones negativas, reflejando una baja aceptación emocional; ii) desatención emocional, entendida como la falta de conciencia o atención hacia las propias emociones, lo que dificulta su regulación; iii) interferencia emocional, referida al impacto del malestar emocional en la concentración y ejecución de tareas cotidianas; iv) descontrol emocional, que implica dificultad para mantener el control ante emociones intensas, lo que conduce a reacciones impulsivas; y v) confusión emocional, que describe problemas para identificar y comprender las emociones propias, con el impacto consecuente en la selección de estrategias reguladoras.
La evaluación de estas cinco dimensiones permite identificar áreas específicas de intervención para mejorar el manejo emocional. La relevancia de la DERS-E en el contexto chileno ha sido reforzada por la reciente elaboración de puntos de corte específicos para esta población, los cuales contribuyen a la identificación de dificultades en la regulación emocional (Guzmán-González, Mendoza-Llanos et al., 2020). No obstante, existe la necesidad de versiones más breves que, manteniendo la integridad del constructo, reduzcan la carga para los participantes en investigaciones experimentales (Domic-Siede et al., 2024b; Ramos-Henderson et al., 2024), con grandes muestras o en contextos clínicos que demandan evaluaciones rápidas y eficientes (Kaufman et al., 2016; Sousa et al., 2023).
A nivel internacional se han desarrollado varias versiones abreviadas de la DERS con buenas propiedades psicométricas en diferentes grupos poblacionales, como adolescentes y adultos (e. g., Bjureberg et al., 2016; Kaufman et al., 2016; Lausi et al., 2020; Moreira et al., 2022). En relación con las versiones breves del instrumento disponibles en español, se han identificado adaptaciones que presentan algunas limitaciones, vinculadas con la traducción, las características de la muestra y los resultados psicométricos. En cuanto a la traducción, varias adaptaciones han traducido "When I am upset" como "Cuando estoy molesto", una voz que tiende a asociarse más estrechamente con enojo o enfado en español, con lo cual se ha restringido la amplitud semántica del término original en inglés, que incluye estados como angustia, tristeza, ansiedad e irritación (De la Rosa-Gómez et al., 2021; Guerrero-Mayorga & Gómez-Peresmitré, 2023; Muñoz-Martínez et al., 2016; Navarro Carrascal et al., 2021).
En relación con las muestras, la mayoría de estas versiones fueron examinadas con estudiantes universitarios, lo que limita su aplicabilidad a otras poblaciones adultas (Blancas-Guillen et al., 2024; De la Rosa-Gómez et al., 2021; Magallanes Oré & Sialer Cárdenas, 2019; Muñoz-Martínez et al., 2016). Hay también versiones breves que han sido analizadas en adolescentes (Contreras-Valdez et al., 2018; Gómez-Peresmitré & Platas Acevedo, 2023; Moreta-Herrera et al., 2024), cuyos resultados no son necesariamente transferibles a adultos. Por último, los resultados psicométricos también muestran algunas inconsistencias: Navarro Carrascal et al. (2021) reportaron baja fiabilidad en la subescala de desatención, mientras que Muñoz-Martínez et al. (2016) retuvieron una estructura factorial de solo dos factores. Esto evidencia la necesidad de contar con una versión breve que sea conceptualmente fiel, esté diseñada específicamente para adultos, y haya sido evaluada en muestras grandes y diversas.
Considerando estos antecedentes, el presente estudio tiene por objetivo proponer y validar una versión breve de la Escala de Dificultades de Regulación Emocional (DERS-E15), evaluando su estructura factorial e invarianza por sexo asignado al nacer y por tipo de población (clínica y no clínica), así como su validez de constructo en relación con instrumentos que miden constructos teóricamente relacionados. Como objetivos específicos se definieron los siguientes:
- Proponer una versión breve de la DERS-E15 mediante la reducción de ítems, asegurando que conserve la validez teórica y las propiedades psicométricas esenciales.
- Validar la versión breve de la DERS-E15 mediante análisis factorial exploratorio y confirmatorio, evaluando su consistencia interna, estructura factorial y ajuste global.
- Analizar la invarianza factorial de la versión breve de la DERS-E15 por sexo asignado al nacer y por tipo de población (clínica y no clínica) para establecer su aplicabilidad en diferentes grupos.
- Evaluar la validez de constructo de la versión breve de la DERS-E15, analizando sus relaciones con instrumentos que miden indicadores de salud mental y apego.
De esta manera, se espera contribuir con una medida eficiente y comparable a la versión extendida, que facilite su aplicación en entornos clínicos y de investigación. Dada la evidencia aún inconsistente sobre la estructura factorial de las versiones abreviadas del DERS, este estudio evaluará el ajuste de distintos modelos a la versión chilena con el fin de esclarecer su dimensionalidad. En este sentido, si bien varios estudios han reportado un mejor ajuste para un modelo de factores oblicuos (Blancas-Guillen et al., 2024; Gouveia et al., 2022; Raimondi et al., 2024), otros han encontrado un ajuste superior para un modelo de segundo orden (Moreta-Herrera et al., 2024). Algunos estudios incluso han sugerido que el modelo bifactor es el que mejor representa la dimensionalidad del DERS, aunque en ellos se ha excluido la subescala de desatención emocional (Moreira et al., 2022; Nordgren et al., 2020; Visted et al., 2023; Yeh et al., 2022).
De igual modo, se evaluará la invarianza de la escala entre hombres y mujeres, así como en muestra clínica y no clínica, pues si bien algunos estudios han explorado la equivalencia de la DERS entre mujeres y hombres (e. g., Gouveia et al., 2022; Rossi et al., 2023), este análisis no ha sido realizado en una muestra chilena, con la versión adaptada a dicho contexto. En cuanto a la evaluación de la equivalencia en el funcionamiento de la escala en muestra clínica y no clínica, este es un aspecto que, hasta donde ha sido posible indagar para este trabajo, no ha sido investigado, pese a su amplia utilización en el contexto clínico. Evaluar la invarianza métrica de la escala en estas muestras es crucial para establecer comparaciones válidas, ya que sin esta evidencia no es posible determinar si las posibles diferencias encontradas se deben a un funcionamiento distinto de la escala o a variaciones reales en las dificultades de regulación emocional, lo que puede llevar a interpretaciones erróneas de los hallazgos (Asparouhov & Muthén, 2014; Putnick & Bornstein, 2016). Por último, como evidencia adicional de la validez de la DERS-E15, se evaluará la asociación entre las dimensiones de las dificultades de RE e indicadores de salud mental y apego. Al respecto, y dados los antecedentes antes señalados, se espera que las dificultades de regulación emocional se asocien a mayor sintomatología depresiva, así como a mayor inseguridad en el apego (alta ansiedad y alta evitación en el apego).
2. MÉTODO
2.1. Procedimiento
En esta investigación se incluyeron dos muestras de adultos residentes en distintas regiones de Chile que formaron parte de dos estudios independientes más amplios. Los criterios de inclusión fueron ser mayor de 18 años, y ser chileno/a o residente en el país. Para acceder a los participantes se utilizaron avisos en redes sociales, así como un equipo de reclutadores que facilitó la identificación y contacto con los mismos. Adicionalmente, algunos participantes compartieron los avisos con sus contactos, contribuyendo a la recolección de datos mediante un componente de muestreo en cadena. En términos generales, el muestreo puede caracterizarse como no probabilístico, principalmente por conveniencia, complementado con el muestreo en cadena (Ato et al., 2013; Biernacki & Waldorf, 1981). No se realizó un cálculo muestral a priori, ya que el presente estudio utilizó bases de datos provenientes de dos investigaciones más amplias y seleccionó de ellas todos los casos que cumplían con los criterios de inclusión. Este enfoque permitió contar con un tamaño muestral robusto para los análisis psicométricos realizados.
El tiempo promedio para completar los cuestionarios fue de 30 minutos. Se utilizó la plataforma SurveyMonkey para la recolección de datos, configurada para que los participantes respondieran todas las preguntas. No se presentaron valores perdidos, ya que se configuró el software para que la encuesta se completara en su totalidad antes de ser enviada. La investigación contó con la aprobación del comité de ética de la Universidad Católica del Norte (010.2019 y 011.2023). Se informó a los participantes sobre los objetivos del estudio y se les aseguró la confidencialidad de la información, así como el carácter voluntario de su participación. Todos los participantes firmaron un consentimiento informado antes de responder los instrumentos.
2.2. Participantes
Muestra 1. Compuesta por 1,233 participantes, con edades entre 18 y 80 años (M = 33.57, DE = 12.85). Un 63.3% corresponde a mujeres. En cuanto al nivel educacional, un 5.8% reportó tener estudios primarios (incompletos o completos), un 54.2% alcanzó estudios secundarios completos y un 40% completó estudios superiores. Además, un 68% de los participantes indicó ser soltero.
Muestra 2. La muestra estuvo compuesta por 1,549 participantes, de los cuales el 51% eran mujeres y el 49% hombres, con edades entre los 18 y los 75 años (M = 37.62, DE = 12.18). En cuanto al nivel educacional más alto alcanzado, el 10% había completado estudios primarios, el 46.8% estudios secundarios y el 48.3% estudios superiores. Además, el 55.8% de los participantes tenía hijos, y el 60.5% estaba en una relación de pareja. Por último, el 27.8% de los participantes corresponde a muestra clínica, compuesta por aquellas personas que cuentan con un diagnóstico de salud mental o se encuentran en tratamiento psiquiátrico o psicológico.
2.3. Instrumentos
Para evaluar problemas de regulación emocional se utilizó la Escala de Dificultades de Regulación Emocional (DERS; Gratz & Roemer, 2004), en su versión validada en Chile (Guzmán-González et al., 2014). La DERS-E es una escala de autorreporte compuesta por 25 ítems en formato Likert con 5 opciones de respuesta, donde 1 corresponde a "casi nunca" y 5 a "casi siempre". La versión chilena consta de cinco dimensiones de la desregulación emocional: rechazo emocional, desatención emocional, interferencia emocional, descontrol emocional y confusión emocional. Los puntajes elevados indican mayores dificultades de regulación emocional (Guzmán-González et al., 2014).
Síntomas depresivos. Para medir sintomatología depresiva se utilizó la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D; Radloff, 1977), validada en Chile por Gempp et al. (2004). Esta escala está constituida por 20 ítems que evalúan los siguientes aspectos: el afecto negativo (7 ítems), la anhedonia (4 ítems), los síntomas somáticos (7 ítems) y los problemas interpersonales (2 ítems). Para su aplicación, se les solicita a las personas que indiquen la frecuencia de sus síntomas durante la semana previa, utilizando una escala de 4 puntos (0 = rara vez o nunca, hasta 3 = la mayor parte del tiempo). Los puntajes más altos indican mayor presencia de sintomatología depresiva. La consistencia interna de la escala en este estudio, estimada mediante el coeficiente omega, fue de .90.
Apego. Para medir la inseguridad en el apego, se utilizó la versión abreviada del instrumento Experiencias en Relaciones Cercanas (ECR; Brennan et al., 1998), adaptado y validado en Chile por Guzmán-González, Rivera-Ottenberger et al. (2020). Este instrumento está compuesto por 12 ítems, evaluados mediante una escala Likert de 7 puntos (1 = totalmente en desacuerdo; 7 = totalmente de acuerdo), y distribuidos equitativamente en dos subescalas: ansiedad en el apego y evitación en el apego. La versión chilena del ECR ha mostrado buenas propiedades psicométricas, con coeficientes alfa de Cronbach superiores a .80 en ambas subescalas (Guzmán-González et al., 2020). En el presente estudio, los índices de consistencia interna (omega) fueron de .89 para la subescala de ansiedad y de .86 para la subescala de evitación en el apego.
2.4. Plan de análisis
En la primera muestra se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) para seleccionar los ítems más representativos, siguiendo tres criterios: que los ítems tuvieran alta carga factorial en la escala principal, una mínima carga cruzada en otras dimensiones, y una cobertura temática amplia que evitara, en la medida de lo posible, la redundancia de contenido.
En la segunda muestra se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) para corroborar la estructura obtenida en el AFE y evaluar la invarianza de la escala según el sexo asignado al nacer y entre participantes de muestra clínica y no clínica. El ajuste del modelo fue evaluado mediante los siguientes índices de ajuste: chi-cuadrado, el índice de ajuste comparativo (CFI), índice de Tucker-Lewis (TLI), error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR). Se consideraron como aceptables los siguientes puntos de corte: CFI y TLI ≥ .90, RMSEA ≤ .08 y SRMR ≤ .10, y óptimos en CFI y TLI ≥ .95, RMSEA ≤ .06 y SRMR ≤ .08 (Hu & Bentler, 1999). Se examinó el ajuste de diferentes modelos a los datos: un modelo con cinco factores correlacionados, un modelo de segundo orden y un modelo bifactor. Se utilizó el Criterio de Información de Akaike (AIC) para comparar los modelos. El modelo con los valores más bajos de AIC fue considerado como el mejor ajustado (Kline, 2023). Además, se calculó el omega de McDonald para evaluar la consistencia interna de cada factor. La evaluación de la invarianza DERS según sexo y tipo de muestra (clínica y no clínica) se llevó a cabo mediante análisis de multigrupo. Tras corroborar el ajuste del DERS-E15 para cada grupo por separado, se compararon modelos progresivamente más restrictivos (invarianza configural, métrica, escalar y a nivel de residuos). Los modelos se compararon utilizando el test de χ2 escalado (Satorra & Bentler, 2001) y los criterios establecidos por Chen (2007) y Meade et al. (2008), ΔCFI > .01 y ΔRMSEA ≤ .01. Si el ajuste de estos modelos, cada vez más restrictivos, no se deteriora significativamente, quiere decir que la DERS-E15 es invariante.
La segunda muestra respondió a otras medidas, teórica y empíricamente vinculadas a las dificultades en la regulación emocional, como la sintomatología depresiva y la inseguridad en el apego, aportando así evidencia adicional sobre la validez de constructo. Se analizó además la correlación de estas variables externas con las subescalas de la versión extendida y la versión abreviada para comparar la consistencia y magnitud de las relaciones en ambas versiones, evaluando si la versión breve conserva patrones similares de asociación con estas variables teóricamente relevantes. Estos análisis se llevaron a cabo mediante correlaciones de Pearson y se emplearon los criterios de Cohen (1988) para la interpretación de la magnitud de los efectos.
El análisis factorial exploratorio, así como los análisis preliminares y el cálculo de los coeficientes de correlación, se realizó utilizando el programa SPSS versión 28 (IBM Corp., 2021), seleccionado por su accesibilidad y robustez para los análisis exploratorios estándar. El análisis factorial confirmatorio y los análisis de invarianza se llevaron a cabo con el programa Mplus versión 8.0 (Muthén & Muthén, 2017), aprovechando sus fortalezas en el ajuste de modelos y validación de estructuras factoriales.
3. RESULTADOS
3.1. Análisis factorial exploratorio
Para la selección de los ítems del DERS-E, se llevó a cabo un análisis factorial exploratorio (AFE) mediante el método de extracción de ejes principales y rotación oblicua (Oblimin), a partir de una estructura a priori de cinco factores, correspondientes a las cinco subescalas del DERS (rechazo emocional, desatención emocional, interferencia cotidiana, descontrol emocional y confusión emocional).
El índice de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) fue de .94, indicando una excelente adecuación de la muestra para el análisis factorial. La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa (χ² = 21.28, p < .001), lo cual confirma que los datos son apropiados para este análisis y sugiere suficientes correlaciones entre los ítems para proceder con la extracción de factores. Los cinco factores extraídos explican un 71.01% de la varianza. Los ítems se agruparon de manera coherente en torno a los cinco factores esperados, cada uno representando una de las subescalas de la DERS-E. Las cargas factoriales fueron revisadas para seleccionar los ítems con mayor carga en sus respectivos factores, siguiendo el criterio de cargas factoriales superiores a .40 (Hair et al., 2019; Tabachnick, 2019) y los criterios antes mencionados. Cabe señalar que, dado que en la versión chilena del DERS-E la subescala de confusión emocional está conformada por tres ítems, y este es el número mínimo recomendado de indicadores por factor para garantizar la identificación estadística en modelos de análisis factorial, estos ítems fueron retenidos siempre que presentaran saturaciones dentro de los rangos recomendables (Hair et al., 2019). Los resultados obtenidos pueden observarse en la Tabla 1.
| Factor | |||||
|---|---|---|---|---|---|
| RE | DE | IC | DCE | CE | |
| Rechazo emocional (RE) | |||||
| 10. Cuando me encuentro mal, me enfado conmigo mismo por sentirme de esa manera | .70 | -.05 | -.02 | .01 | -.05 |
| 11. Cuando me encuentro mal, me da vergüenza sentirme de esa manera | .86 | .06 | -.10 | -.07 | -.01 |
| 16. Cuando me encuentro mal, me siento avergonzado conmigo mismo por sentirme de esa manera | .85 | .02 | -.04 | .07 | .05 |
| 17. Cuando me encuentro mal, me siento como si fuera una persona débil | .72 | .01 | .14 | -.03 | -.02 |
| 18. Cuando me encuentro mal, me siento culpable por sentirme de esa manera | .82 | .05 | .05 | .02 | .03 |
| 21. Cuando me encuentro mal, me irrito conmigo mismo por sentirme de esa manera | .70 | -.02 | .10 | .09 | -.01 |
| 22. Cuando me encuentro mal, empiezo a sentirme muy mal sobre mí mismo | .53 | -.02 | .23 | .11 | -.11 |
| Desatención emocional (DE) | |||||
| 1. Percibo con claridad mis sentimientos | -.02 | .44 | .04 | .06 | -.33 |
| 2. Presto atención a cómo me siento | .01 | .75 | .06 | -.02 | -.05 |
| 6. Estoy atento a mis sentimientos | .02 | .83 | -.01 | .02 | .05 |
| 7. Doy importancia a lo que estoy sintiendo | .03 | .83 | -.01 | .04 | .07 |
| Interferencia emocional (IE) | |||||
| 12. Cuando me siento mal, tengo dificultades para completar trabajos | -.01 | -.03 | .79 | .01 | -.04 |
| 14. Cuando me encuentro mal, me resulta difícil centrarme en otras cosas | -.04 | .02 | .87 | .06 | .03 |
| 19. Cuando me encuentro mal, tengo dificultades para concentrarme | .04 | .04 | .93 | -.07 | .02 |
| 24. Cuando me encuentro mal, tengo dificultades para pensar sobre cualquier otra cosa | .06 | -.01 | .77 | .06 | -.03 |
| Descontrol emocional (DCE) | |||||
| 3. Vivo mis emociones como algo desbordante y fuera de control | .12 | -.18 | .01 | .38 | -.26 |
| 13. Cuando me encuentro mal, pierdo el control | -.03 | .04 | -.01 | .90 | .04 |
| 15. Cuando me encuentro mal, me siento fuera de control | .04 | .04 | .07 | .78 | -.01 |
| 20. Cuando me encuentro mal, tengo dificultades para controlar mi comportamiento | .01 | .01 | .03 | .78 | -.02 |
| 23. Cuando me encuentro mal, pierdo el control sobre mi comportamiento | .01 | .04 | -.03 | .89 | .05 |
| 25. Cuando me encuentro mal, mis emociones parecen desbordarse | .15 | -.06 | .20 | .45 | -.16 |
| Confusión emocional (CE) | |||||
| 4. No tengo ni idea de cómo me siento | .04 | .10 | -.03 | -.01 | .70 |
| 5.Tengo dificultades para comprender mis sentimientos | .02 | .04 | .03 | .01 | .70 |
| 8. Estoy confuso sobre lo que siento | .05 | .02 | .10 | .03 | .66 |
Nota: N = 1233. Los ítems marcados en negrita fueron seleccionados para la versión breve. RE = rechazo emocional, DE = desatención, IC = interferencia emocional, DCE = descontrol emocional, CE = confusión emocional.
La Tabla 2 presenta la estadística descriptiva de los ítems del DERS-E15, incluyendo la media, la desviación estándar (DE), la asimetría y la curtosis para cada ítem. En general, las medias de los ítems oscilan entre 1.65 y 2.51, lo que sugiere respuestas que tienden a estar en el rango bajo de la escala. Los valores de la desviación estándar (DE) varían entre 1.01 y 1.27, lo que refleja una variabilidad moderada en las respuestas de los participantes. Los índices de asimetría y curtosis fluctuaron en valores entre 0.42 y 1.67, y entre -0.91 y 2.14, respectivamente. El ítem 11 evidenció los valores más pronunciados de asimetría, mientras que el 15 y el 11 manifestaron las curtosis más acentuadas.
| Ítem | Media | DE | Asimetría | Curtosis |
|---|---|---|---|---|
| 1. (2) Presto atención a cómo me siento | 2.34 | 1.14 | .56 | -.59 |
| 2. (4) No tengo ni idea de cómo me siento | 1.75 | 1.02 | 1.39 | 1.24 |
| 3. (5) Tengo dificultades para comprender mis sentimientos | 1.91 | 1.06 | 1.14 | .62 |
| 4. (6) Estoy atento a mis sentimientos | 2.50 | 1.23 | .42 | -.91 |
| 5. (7) Doy importancia a lo que estoy sintiendo | 2.36 | 1.18 | .55 | -.68 |
| 6. (8) Estoy confuso sobre lo que siento | 2.03 | 1.11 | .42 | -.91 |
| 7. (11) Cuando me encuentro mal, me da vergüenza sentirme de esa manera | 2.06 | 1.22 | .99 | -.10 |
| 8. (12) Cuando me encuentro mal, tengo dificultades para completar trabajos | 2.36 | 1.27 | .65 | -.67 |
| 9. (13) Cuando me encuentro mal, pierdo el control | 1.73 | 1.07 | 1.53 | 1.56 |
| 10. (14) Cuando me siento mal, me resulta difícil centrarme en otras cosas | 2.44 | 1.22 | .62 | -.61 |
| 11. (15) Cuando me encuentro mal, me siento fuera de control | 1.65 | 1.02 | 1.67 | 2.14 |
| 12. (17) Cuando me encuentro mal, me siento como si fuera una persona débil | 2.17 | 1.25 | .88 | -.34 |
| 13. (18) Cuando me encuentro mal, me siento culpable por sentirme de esa manera | 1.99 | 1.20 | 1.11 | .20 |
| 14. (19) Cuando me encuentro mal, tengo dificultades para concentrarme | 2.51 | 1.23 | .54 | -.74 |
| 15. (23) Cuando me encuentro mal, pierdo el control sobre mi comportamiento | 1.65 | 1.01 | 1.63 | 1.99 |
Nota: los números entre paréntesis indican la numeración original de los ítems en la versión chilena completa del DERS-E, de 25 ítems.
3.2. Análisis factorial confirmatorio
Para evaluar el ajuste de la versión breve del DERS-E15, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) de la versión abreviada. Los resultados de la prueba de Mardia indicaron un sesgo multivariado significativo (asimetría = 14,849.99, p ≤ 0.001) y una curtosis multivariada también significativa (curtosis = 157.24, p ≤ 0.001), lo cual sugiere que los datos no siguen una distribución normal multivariada. Por tal motivo, se empleó Maximum Likelihood Robust (MLR) como estimador en ambos casos.
Para el AFC del DERS-E15 se compararon tres modelos teóricos para evaluar la estructura de la escala: un modelo de cinco factores correlacionados, un modelo de orden superior y un modelo bifactor, cuyos resultados se presentan en la Tabla 3. Los índices de ajuste mostraron que el modelo de cinco factores presentó el mejor ajuste a los datos (𝝌 ²(80) = 211.011, CFI = .987, TLI = .990, RMSEA = .033 [IC 90% .027, .047], SRMR = .030), superando al modelo de orden superior (𝝌²(85) = 331.471, CFI = .976, TLI = .970, RMSEA = .043, SRMR = .055) y al modelo bifactor (𝝌²(75) = 280.196, CFI = .980, TLI = .972, RMSEA = .049, SRMR = .050). Además, el modelo de cinco factores obtuvo los valores más bajos en AIC (58480.33) y BIC (58694.144), indicando mayor parsimonia. En consecuencia, se retuvo el modelo de cinco factores como la representación más adecuada de la escala. Tal como puede observarse en la Figura 1, todas las cargas factoriales de los indicadores de las variables latentes fueron significativas ( p < .001), lo que implica que el factor latente está adecuadamente representado por sus respectivos indicadores, con valores relativamente homogéneos, entre .73 y .89.
| Modelos DERS-E15 | 𝝌𝟐(df) | p | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | AIC | BIC |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Cinco factores correlacionados | 211.011(80) | <.001 | .987 | .990 | .033 (.027, .038) | .030 | 58480,33 | 58694,144 |
| Orden superior | 331.471(85) | <.001 | .976 | .970 | .043 (.039, .047) | .055 | 58634,036 | 58709,937 |
| Bifactor | 280.196 (75) | <.001 | .980 | .972 | .049 (.043, .055) | .05 | 58576,223 | 58816,765 |
Nota: Los ítems están identificados según su numeración en la versión chilena completa del DERS-E (25 ítems).
3.3. Consistencia interna
El análisis del Omega de McDonald indicó que el DERS-E15 posee una consistencia interna adecuada en cada uno de sus dominios: rechazo emocional, ώ= .84; desatención ώ = .85; interferencia ώ = .90; descontrol, ώ = .91; confusión ώ = .81.
3.4. Correlaciones entre las subescalas de las versiones extendida y breve
Tal como puede observarse en la Tabla 4, las asociaciones entre las subescalas del DERS-E y del DERS-E15 muestran coeficientes de correlación superiores a .95, lo que indica que las subescalas de la versión breve representan adecuadamente las dimensiones evaluadas por la versión extendida. Además, las correlaciones entre las subescalas del DERS-E15 muestran asociaciones significativas que varían entre .07 y .59. Las correlaciones de menor magnitud entre la desatención y la interferencia emocional, así como entre el descontrol emocional y la desatención emocional, son consistentes con lo reportado en el estudio de validación original del DERS-E (Guzmán-González et al., 2014).
| Subescala | DERS-E | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Rechazo emocional | .95 | - | ||||
| Desatención emocional | .95 | .17** | - | |||
| Interferencia emocional | .99 | .55** | .07** | - | ||
| Descontrol emocional | .96 | .59** | .15** | .57** | - | |
| Confusión emocional | 1.00 | .53** | .35** | .43** | .55** | - |
Nota: N = 1549. ** p < .01
3.5. Invarianza métrica
3.5.1. Invarianza según sexo
Los resultados de los análisis de invarianza se presentan en la Tabla 5. Allí se observa que tanto en hombres como en mujeres el DERS-E15 evidencia un buen ajuste a los datos. La comparación entre el modelo libremente estimado (configural) y el modelo métrico sugiere que las restricciones de igualdad en las cargas factoriales (invarianza métrica) no afectan significativamente al ajuste del modelo entre los grupos, Δχ2(11) = 18.52, p = .0703. De modo similar, al comparar el modelo métrico con el escalar en que se restringen los interceptos, la diferencia de chi cuadrado no deteriora el ajuste del modelo, Δχ2(11) = 18.38, p = .0732. Por último, la comparación del modelo estricto con el modelo donde se añade la restricción de los residuos tampoco arroja un deterioro significativo en el ajuste del modelo, Δχ2(16) = 13.51, p = .6352. Estos resultados se ven refrendados al comparar la diferencia en los indicadores CFI y RMSEA, cuyos valores se ubican por debajo de los criterios recomendados (Chen, 2007). En síntesis, los resultados permiten concluir que la escala DERS-E15 es invariante entre hombres y mujeres, por lo que funciona de modo equivalente en ambos grupos, permitiendo la comparación de las puntuaciones.
3.5.2. Invarianza muestra clínica y no clínica
En lo que refiere a la invarianza al comparar el funcionamiento del DERS-E15 en muestra clínica y no clínica, los resultados muestran que el modelo evidencia un buen ajuste en ambos grupos, tal como se aprecia en la Tabla 5. La diferencia entre el modelo configural y el métrico en el chi cuadrado escalado, Δχ2(11) = 14.31, p = .2163, no fue significativa y las diferencias en los valores del RMSEA y el CFI estuvieron por debajo de los valores propuestos por Chen (2007). Ello indica que los ítems están relacionados de manera equivalente con sus respectivos factores latentes, con independencia de si la muestra es clínica o no clínica. La comparación entre el modelo métrico y el escalar reveló una diferencia no significativa de Δχ2(11) = 17.19, p = .1024, al igual que la diferencia entre el escalar y el estricto, Δχ2(16) = 23.96, p = .0904. Asimismo, la inspección de las diferencias en el CFI y en el RMSEA revela que estas no alcanzan los valores críticos. Esto indica que las restricciones de igualdad de los umbrales de los ítems (invarianza escalar) y la equivalencia en los residuos se sostienen entre los grupos. En síntesis, los resultados apoyan la invarianza métrica del DERS-E15 entre muestra clínica y no clínica.
| Sexo | 𝝌𝟐(df) | CFI | RMSEA | SRMR | Modelo comparado | ∆𝛘𝟐(∆𝐝𝐟) | ΔCFI .01 | ΔRMSEA .015 | ΔSRMR | Decisión |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Hombres | 188.730 (80) | .975 | .042 (.035, .050) | .034 | - | NA | NA | NA | - | |
| Mujeres | 140.993 (80) | .988 | .031 (.022, .039) | .030 | - | NA | NA | NA | - | |
| M1: Configural | 334.183 (161) | .982 | .037 (.032, .043) | .032 | - | NA | NA | NA | - | |
| M2: Métrica | 359.106 (172) | .980 | .037 (.032, .043) | .044 | M1 | 18.52 (11) | -.002 | 0 | .012 | Aceptar |
| M3: Escalar | 379.006 (183) | .979 | .037 (.032, .042) | .042 | M2 | 18.38 (11) | -.001 | 0 | -.002 | Aceptar |
| M4: Residual | 386.154 (198) | .980 | .035 (.030, .040) | .040 | M3 | 13.51(16) | .001 | -.002 | -.002 | Aceptar |
| Tipo muestra | 𝝌𝟐(df) | CFI | RMSEA | SRMR | ∆𝛘𝟐(∆𝐝𝐟) | ΔCFI .01 |
ΔRMSEA .015 |
|||
| Clínica | 127.168 (80) | .984 | .037 (.024, .049) | .035 | NA | NA | NA | |||
| No clínica | 184.539 (80) | .983 | .034 (.028, .041) | .029 | NA | NA | NA | |||
| M1: Configural | 323.542 (161) | .983 | .036 (.030, .042) | .031 | NA | NA | NA | |||
| M2: Métrica | 334.146 (172) | .983 | .035 (.029, .040) | .033 | M1 | 14.31 (11) | 0 | -.001 | .002 | Aceptar |
| M3: Escalar | 356.053 (183) | .982 | .035 (.030, .040) | .036 | M2 | 17.19 (11) | -.001 | 0 | .003 | Aceptar |
| M4: Residual | 382.154 (198) | .980 | .035 (.029, .040) | .036 | M3 | 23.96(16) | -.002 | 0 | 0 | Aceptar |
Nota: N = 1549; grupo hombres n = 759; grupo mujeres n = 790; grupo muestra clínica = 430; grupo muestra no clínica = 1119.
3.6. Evidencia de validez de constructo en relación con variables externas
Las correlaciones entre las dimensiones del DERS-E15 y las medidas de salud mental y apego se presentan en la Tabla 6. De acuerdo con lo anticipado, las dimensiones de las dificultades de regulación emocional se asociaron a mayor sintomatología depresiva, así como a mayores niveles de inseguridad en el apego. Dichas asociaciones fueron de magnitud moderada, salvo en el caso de la desatención, que solo evidenció una asociación de baja magnitud con la ansiedad en el apego. Finalmente, se obtuvieron asociaciones de similar magnitud entre las medidas de salud mental y las subescalas de la versión extendida del DERS.
| DERS-E | DERS-E15 | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |
| Síntomas depresivos | .49** | .33** | .47** | .49** | .51** | .53** | .23** | .45** | .50** | .53** |
| Ansiedad en el apego | .36** | .16** | .33** | .32** | .27** | .40** | .12** | .30** | .31** | .25** |
| Evitación en el apego | .33** | .35** | .25** | .32** | .37** | .30** | .28** | .14** | .28** | .35** |
Nota: 1 = rechazo, 2 = desatención, 3 = interferencia, 4 = descontrol, 5 = confusión emocional. ** p .01
4. DISCUSIÓN
A nivel mundial, la DERS es uno de los instrumentos más ampliamente utilizados para la evaluación de las dificultades de regulación emocional, tanto en investigaciones como en contextos clínicos. Aunque existen varias versiones breves del instrumento a nivel internacional, incluidas algunas en español, hasta la fecha no se disponía de una versión abreviada adaptada culturalmente al contexto chileno, que resolviera ciertas debilidades detectadas previamente. En particular, las versiones existentes han presentado limitaciones en la traducción, la aplicabilidad a poblaciones no universitarias y en cuanto a algunos resultados psicométricos inconsistentes (e. g., De la Rosa-Gómez et al., 2021; Muñoz-Martínez et al., 2016; Navarro Carrascal et al., 2021).
Por tal motivo, el presente estudio tuvo como objetivo proponer y validar una versión breve de la Escala de Dificultades de Regulación Emocional (DERS-E15) en dos muestras de adultos chilenos. Los resultados obtenidos sugieren que la versión abreviada posee buenas propiedades psicométricas. En términos de su estructura factorial, se observó que el modelo de cinco factores correlacionados es el que evidencia un mejor ajuste a los datos, de manera similar a lo reportado en varios estudios con otras versiones breves (Blancas-Guillen et al., 2024; Gouveia et al., 2022). Considerando la evidencia previa respecto de la estructura factorial de la versión breve del DERS-E15, la adecuación o no de los modelos bifactor parece, por tanto, depender de la versión breve que se evalúe (Blancas-Guillen et al., 2024), aunque se debe tener presente que esta configuración suele ajustarse a los datos siempre que se excluya la escala de desatención emocional. En este sentido, los hallazgos obtenidos sugieren la necesidad de seguir evaluando la validez de distintas versiones del instrumento en contextos específicos, como el chileno, para asegurar su aplicabilidad clínica y de investigación. Asimismo, el análisis factorial confirmatorio de 5 factores correlacionados evidenció indicadores de ajuste incluso superiores a los de la versión extendida (Guzmán-González et al., 2014), de modo similar a lo señalado en el estudio de Kaufman et al. (2016), lo que refuerza la idea de que las versiones breves pueden capturar de manera eficiente la estructura subyacente del constructo.
Las asociaciones entre las dimensiones del DERS-E15 y su contraparte extendida fueron de elevada magnitud, con valores sobre .95, lo que indica que las puntuaciones obtenidas con la versión breve reflejan de manera consistente las dimensiones evaluadas por la versión extendida y sugiere una alta equivalencia entre ambas versiones. Por otro lado, y de modo similar a lo reportado en una serie de estudios (Moreira et al., 2022; Rossi et al., 2023) y en la misma versión chilena (Guzmán-González et al., 2014), la escala de desatención es la que evidenció las asociaciones más bajas con el resto de las escalas, salvo la de confusión emocional. Rossi et al. (2023) plantean que este hallazgo podría deberse a que ambas dimensiones forman parte de un continuo, donde la conciencia emocional sería el primer paso hacia la regulación emocional, ya que sin ella sería difícil desarrollar claridad o comprensión de las propias emociones. En este marco, la falta de consciencia reflejaría una inatención a las emociones, mientras que la falta de claridad representaría una confusión sobre ellas. Además, es importante tener en cuenta que esta subescala está compuesta exclusivamente por ítems invertidos, lo que sugiere que el efecto del método podría ser un factor que contribuya a este hallazgo. Pese a ello, la consistencia interna de esta dimensión, junto con sus cargas factoriales elevadas, no fundamenta su exclusión, como se ha hecho en otros estudios (Moreira et al., 2022; Nordgren et al., 2020; Yeh et al., 2022). En cuanto a la fiabilidad de las subescalas, los valores obtenidos fueron similares a los de la versión extendida (Guzmán-González et al., 2014), lo que sugiere que la versión breve mantiene una consistencia interna comparable.
Al igual que en estudios previos (Gouveia et al., 2022; Rossi et al., 2023; Sousa et al.,2023), los análisis de invarianza apoyan la idea de que la escala DERS-E15 es psicométricamente equivalente entre hombres y mujeres. Esto sugiere que ambos grupos interpretan de forma equivalente los ítems que representan las dimensiones latentes de la escala y permite que las medias de ambos grupos puedan ser comparadas. Además, a DERS-E15 evidenció un buen nivel de ajuste a los datos en muestra clínica, con indicadores incluso mejores que los reportados en otros estudios que han aplicado el DERS-E15 en muestra clínica (e. g., Nordgren et al., 2020). En lo que refiere a la equivalencia del DERS-E15 en muestra clínica y no clínica, se alcanzó la invarianza estricta. Esto sugiere que la estructura subyacente y la relación entre los ítems del DERS-E15 y sus respectivos factores latentes, así como los interceptos y residuos de los ítems, son similares entre personas pertenecientes a muestra clínica y no clínica. Dado que la DERS-E15 funciona de manera equivalente entre la muestra clínica y no clínica, las comparaciones directas de las puntuaciones medias entre estos grupos son posibles.
Por último, se observó que las dificultades en la regulación emocional se asociaron con mayor sintomatología depresiva y mayor inseguridad en el apego, lo que concuerda con hallazgos previos a nivel internacional (Marques et al., 2018; Moreira et al., 2022). La magnitud de estas asociaciones fue consistente con la reportada en otros estudios (e. g., Visted et al., 2023) y en la versión española del DERS (Hervás Jódar, 2008). Además, las correlaciones entre las subescalas de la versión extendida y breve con indicadores de salud mental y apego fueron comparables.
Dentro de las limitaciones del presente estudio, se encuentra el uso exclusivo de instrumentos de autorreporte para evaluar las distintas variables, lo que podría introducir sesgos relacionados con la deseabilidad social y la aquiescencia. Asimismo, el carácter no probabilístico de la muestra limita la generalización de los resultados. En particular, el tipo de muestreo empleado (por conveniencia y en cadena) implicó que la participación fuera voluntaria, lo que introduce un posible sesgo de autoselección en la muestra (Bethlehem, 2010). Este sesgo podría limitar la representatividad de los hallazgos, al sobrerrepresentar a personas con ciertas características (por ejemplo, mayor interés en la temática del estudio). Por otra parte, aunque se incluyó una muestra clínica, la aplicabilidad de la versión breve del instrumento en poblaciones con comorbilidades psiquiátricas severas debe interpretarse con cautela. Algunas investigaciones previas han advertido que, en grupos con trastornos graves, la estructura factorial del DERS puede diferir, lo que podría requerir ajustes específicos, como la exclusión de ciertas subescalas, para alcanzar un modelo psicométrico adecuado (Fowler et al., 2014). En consecuencia, se recomienda prudencia al generalizar estos hallazgos a poblaciones clínicas con múltiples comorbilidades, y se sugiere que estudios futuros examinen el desempeño del DERS-E15 en dichos contextos.
Adicionalmente, dado que solo se realizó una medición, no fue posible determinar la fiabilidad test-retest del DERS-E15. Además, no se incluyeron otras medidas de regulación emocional para evaluar su validez convergente, por lo que, aunque esta versión mostró un rendimiento similar al DERS-E, aún se desconoce su grado de convergencia con otros instrumentos que evalúan el mismo constructo. En esta línea, sería deseable que estudios futuros exploren la validación cruzada del DERS-E15 mediante observaciones conductuales o medidas neurofisiológicas, más allá de los autoinformes. El empleo de indicadores fisiológicos de la regulación emocional, como la variabilidad de la frecuencia cardíaca, la electroencefalografía o la dilatación pupilar durante tareas experimentales, permitiría corroborar si las puntuaciones del DERS-E15 reflejan dificultades de regulación observables, reduciendo así el sesgo asociado a la evaluación subjetiva (Seeley et al., 2015).
A pesar de ello, el presente estudio presenta varias fortalezas, como la evaluación de dos muestras de tamaño considerable, que abarcan un amplio rango de edad dentro de la etapa adulta, y la inclusión de diversas fuentes de evidencia que respaldan su validez. Además, nuestro estudio supera una limitación señalada en investigaciones previas (e. g., Gouveia et al., 2022; Moreira et al., 2022; Rossi et al., 2023), al evaluar el funcionamiento de la DERS-E15 en una muestra clínica y contrastar su equivalencia con una muestra no clínica. Adicionalmente, disponer de una versión breve amplía su potencial uso en contextos de salud y programas de educación o intervención en adultos, donde las evaluaciones suelen estar sujetas a restricciones de tiempo y recursos. En estos ámbitos, su implementación podría facilitar la detección temprana, el seguimiento de intervenciones y la toma de decisiones clínicas o psicoeducativas de forma más eficiente.
En conclusión, los resultados del presente estudio respaldan la solidez psicométrica del DERS-E15 y aportan una herramienta útil para evaluar las dificultades de regulación emocional en contextos clínicos y de investigación. Esta versión breve podría integrarse en baterías de evaluación más amplias, que requieran menos tiempo de aplicación. Además, el uso de versiones cortas también puede resultar pertinente para atender las demandas de los servicios de salud mental, donde la eficiencia en la evaluación es crucial, pero no es admisible comprometer la precisión de los resultados.
DECLARACIÓN DE CONFLICTOS DE INTERESES
Los autores declaran que no existen posibles conflictos de interés con respecto a la investigación, autoría y/o publicación de este artículo.
APROBACIÓN ÉTICA
El estudio se ajusta a los principios éticos de la Declaración de Helsinki (World Medical Association, 2013) y fue autorizado por el Comité de Ética en Investigación de la Universidad Católica del Norte.
FINANCIAMIENTO
Esta investigación fue financiada por el Fondo Nacional de Desarrollo Científico y Tecnológico del Gobierno de Chile FONDECYT 1190240, FONDECYT 1230800.