INTRODUCCIÓN
La conducta suicida es uno de los problemas de salud mental más prevalentes en la era contemporánea, con un aumento sustancial en las últimas décadas (Campillo-Serrano & Fajardo-Dolci, 2021). A nivel mundial, en 2023, según informes de la Organización Mundial de la Salud [OMS] (2024), alrededor de 726.000 personas cometieron suicidio y se calcula que, por cada adulto que muere por esta causa, 20 personas llevan a cabo intentos de suicidio. En el mismo año, en Colombia 3.145 personas fallecieron por suicidio, representando el 10,71% de las muertes violentas en el país, con un aumento del 10,93% en comparación con el año anterior. La población adulta joven es la más afectada por este fenómeno, con 925 casos, que representan el 29,41% (Instituto Nacional de Medicina Legal y Ciencias Forenses, 2023).
Existen diferentes aproximaciones a la comprensión de este fenómeno, y los análisis psicológicos, físicos, neurológicos, antropológicos y sociológicos son los más destacados. En los últimos años, la teoría interpersonal del suicidio, propuesta por el psicólogo estadounidense Thomas Joiner y sus colaboradores, ha tomado fuerza, debido a su sustento empírico y su poder predictivo en la diferenciación entre personas con alto y bajo riesgo. Desde esta perspectiva, las personas que incurren en comportamientos suicidas no solo desean acabar con su vida, sino que también tienen la capacidad de ejecución para hacerlo, independientemente de los factores de riesgo presentes. Esta teoría se compone de tres dimensiones: pertenencia frustrada, carga percibida y capacidad adquirida, las cuales, si se articulan de alguna forma, pueden constituirse en una amenaza inminente de riesgo (Joiner & Silva., 2012; Kirshenbaum et al., 2024).
La pertenencia frustrada hace referencia a creencias y pensamientos del individuo relacionados con no pertenecer a un sistema social. Esta falta de conexión acentúa los sentimientos de soledad y la falta de relaciones de cuidado recíproco. La carga percibida se encuentra asociada a distorsiones cognitivas del individuo que enfatizan la creencia de ser una carga para los demás, lo que conlleva sentimientos de desesperanza y autoafirmaciones conexas con que la muerte aliviará en cierta medida el sufrimiento de las personas con las cuales interactúa o se relaciona. Por último, la capacidad adquirida es entendida como la intrepidez ante la muerte y determina una mayor probabilidad de autoinfringirse daño, en desmedro del instinto natural de conservación y supervivencia (Calear et al., 2021; Joiner & Silva, 2012; Yang et al., 2021).
Las dos primeras variables se evalúan con el Cuestionario de Necesidades Interpersonales (INQ), el cual consta de 15 ítems con respuestas tipo Likert y ha demostrado presentar adecuadas propiedades psicometrías en su versión original (alfa de Cronbach superior a α = 0.80) (Van Orden et al., 2012). En Colombia, se han reportado resultados similares en estudiantes universitarios (α = 0.88) (Castro-Osorio et al., 2022).
Para evaluar la capacidad adquirida, los autores de la teoría crearon la Acquired Capability for Suicide Scale (ACSS), la cual, a través de 20 reactivos, evalúa tres dimensiones: intrepidez ante la muerte, tolerancia al dolor y acontecimientos dolorosos y de riesgo. Diferentes investigaciones determinaron que, para la compresión específica del constructo, se debería excluir la dimensión de tolerancia al dolor, puesto que la misma no estaba asociada a la acción suicida, sino a la letalidad de la misma. Algo similar ocurrió con la dimensión exposición a eventos dolorosos y de riesgo, que, aunque favorece la aparición de la capacidad adquirida, no es definitoria, con lo cual se conservó únicamente la dimensión intrepidez ante la muerte (González-Betanzos et al., 2023; Ribeiro et al., 2014).
En este contexto, se propuso la Escala de Capacidad Adquirida para el Suicidio - Intrepidez ante la Muerte (ACSS-FAD), compuesta por siete ítems y cuya finalidad es evaluar la intrepidez a la muerte. En su versión original, se han encontrado estudios que reportan índices de alpha de Cronbach en muestras de adultos jóvenes de entre α=.77 y α=.80 (Ribeiro et al., 2014).
Por otra parte, se han desarrollado traducciones, adaptaciones y validaciones en diferentes países y poblaciones. En la Tabla 1 se reportan los principales resultados.
Análisis de propiedades psicométricas de la escala (ACSS-FAD)
| Autor | Población | Idioma | Adaptación | α | ω | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | Modelo final |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Spangenberg et al. (2016) | 2513 adultos alemanes (24–75 años; M = 48) | DE | NR | .76 | — | .982 | .954 | .078 | .036 | Unifactorial; errores correlacionados entre los ítems 2, 3, 4 y 5 |
| Seo y Kwon (2018) | 301 estudiantes universitarios coreanos (17–27 años; M = 20.98) | KO | TR | .88 | — | 1.00 | — | < .001 | .01 | Unifactorial; errores correlacionados entre los ítems 2, 3 y 5, y entre los ítems 1 y 6 |
| Trejo (2018) | 606 estudiantes mexicanos (12–21 años; M = 15) | ES | TD | .76 | — | .845 | .772 | .054 | — | Dos factores: miedo a morir y ausencia de miedo a morir |
| Baños-Chaparro et al. (2023) | 929 adultos peruanos (18–89 años; M = 35) | ES | TI | .89 | — | .99 | — | .07 | .03 | Unifactorial; errores correlacionados entre los ítems 2–3 y 6–7 |
| González-Betanzos et al. (2023) | 856 estudiantes mexicanos (12–30 años; M = 17) | ES | TI | .77 | .81 | .99 | .98 | .07 | .06 | ACSS-FAD unifactorial (7 ítems); mejor ajuste entre las versiones evaluadas |
| Magliocca et al. (2024) | 1665 estudiantes universitarios italianos (18–35 años; M = 22.01) | IT | TR | .85 | .85 | .99 | .99 | .04 | .02 | ACSS-FAD unifactorial (7 ítems); errores correlacionados |
Nota: Se presentan los índices correspondientes a los modelos finales reportados por cada estudio. Cuando los autores evaluaron múltiples estructuras factoriales, se informan únicamente los resultados de la solución retenida como modelo final. DE = alemán; KO = coreano; ES = español; IT = italiano. TR = traducción y retrotraducción; TD = traducción directa; TI = traducción inversa; NR = no reportado. CFI = Comparative Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standardized Root Mean Square Residual.
Las investigaciones consultadas no son concluyentes en términos psicométricos. Además, en todas se difiere de la escala original y se realizan modificaciones en la propuesta factorial, sin alcanzar la réplica del modelo de 7 ítems. En el nivel teórico, esto implica variaciones en la comprensión del constructo, al asumirse, por un lado, que los 7 ítems miden directamente la capacidad adquirida (modelo unifactorial) y, por otro, que existen dimensiones independientes que aportan al factor global (modelo de dos factores o bifactor). Por último, son escasos los procesos de validación en poblaciones diversas y representativas. En Colombia, no se han encontrado análisis en relación con este instrumento.
En términos disciplinares, es fundamental validar esta escala porque, para completar los análisis de los tres constructos de la teoría interpersonal, se necesitan instrumentos validados en población colombiana y, hasta el momento, solo se evidencia validez del INQ para la medición de la pertenencia frustrada y la carga percibida, pero no se ha medido la variable capacidad adquirida.
A nivel instrumental, se debe generar evidencia sobre las propiedades psicométricas de la escala, por un lado, validando su uso en diversas poblaciones, con consideración de sus peculiaridades sociales, culturales y económicas, y por otro, evaluando diferentes modelos a partir de la naturaleza del constructo y la escala.
Partiendo de la evidencia encontrada en otras validaciones, en primer lugar, se ha propuesto una estructura unifactorial, la cual asume que todos los ítems reflejan una única dimensión, en este caso la capacidad adquirida. En segundo lugar, se han planteado modelos de dos factores, que consideran que la capacidad adquirida está compuesta por dos dimensiones independientes, pero que comparten la varianza explicada del constructo central. Por último, los modelos bifactor representan una alternativa viable e integradora, al proponer que todos los ítems aportan a un factor general común (capacidad adquirida) e independientemente a una dimensión específica (miedo a la muerte e intrepidez a la muerte).
La comparación de estas alternativas de modelos permitirá fortalecer los análisis de la estructura interna y la comprensión global de la naturaleza del constructo, representando una asociación con la coherencia teórica y las implicaciones de la interpretación de las puntuaciones en la práctica clínica.
En este contexto, la presente investigación tiene por objetivo validar la Escala de Capacidad Adquirida para el Suicidio - Intrepidez ante la Muerte (ACSS-FAD) en población colombiana.
METODOLOGÍA
Diseño de investigación
La presente investigación se enmarca en los estudios instrumentales, dado que su objetivo fue la validación de un instrumento de medición psicométrica (Losada et al., 2022).
Participantes
Participaron 300 adultos jóvenes colombianos entre 18 y 30 años ( M= 24 años; σ = 4) de los cuales 195 (65%) eran mujeres y 105 hombres (35%). En términos del estado civil, la muestra incluye solteros (69%), en unión libre (24%), casados (5%) y divorciados o viudos (2%). El nivel educativo (estudios culminados) predominante fue bachiller académico (40%), seguido de técnicos o tecnólogos (28%) y universitario (26%). Por último, la muestra fue equilibrada entre población que está estudiando actualmente (57%) y que no lo está (43%).
Instrumentos
Escala de Capacidad Adquirida para el Suicidio - Intrepidez ante la Muerte (ACSS-FAD) : Este instrumento está compuesto por siete ítems y su finalidad es evaluar la intrepidez ante la muerte (Ribeiro et al., 2014). Los participantes responden a una escala tipo Likert, donde optan por una respuesta que va desde 0 = "no me identifico" a 4 = "me identifico en absoluto". La puntuación total oscila entre 0 y 28, asumiendo los siguientes rangos: alto (19-28), medio (10-18) y bajo (0-9). Es decir, a puntuaciones más altas, mayor intrepidez ante la muerte (Ribeiro et al., 2014).
Los ítems de la escala original en inglés y la adaptación lingüística y cultural están incluidos en la Tabla 2.
Ítems de la escala en inglés y español
| Núm. | Ítem en inglés de la escala original | Traducción al castellano | ||
| 1 | The fact that I am going to die does not affect me. | El hecho de que voy a morir no me afecta. | ||
| 2 | The pain involved in dying frightens me. | El dolor que involucra morir me asusta. | ||
| 3 | I am very much afraid to die. | Tengo mucho miedo de morir. | ||
| 4 | It does not make me nervous when people talk about death. | No me pone nervioso cuando la gente habla de la muerte. | ||
| 5 | The prospect of my own death arouses anxiety in me. | La posibilidad de mi propia muerte me provoca ansiedad. | ||
| 6 | I am not disturbed by death being the end of life as I know it. | No me molesta que la muerte sea el fin de la vida tal como la conozco. | ||
| 7 | I am not at all afraid to die. | No tengo nada de miedo a morir. |
Fuente: elaboración propia.
Procedimiento
La adaptación y traducción del instrumento se llevó a cabo siguiendo las directrices de la Comisión Internacional de Tests (ICT, por sus siglas en inglés) (Hernández et al., 2020). En primer lugar, se utilizó el método de traducción inversa. Un traductor bilingüe certificado desarrolló la traducción del inglés al español y luego un traductor independiente efectuó el proceso contrario, del español al inglés. Posteriormente, se contrastaron las dos versiones para encontrar el punto de equilibrio y aprobar la versión traducida. En segundo lugar, cinco jueces bilingües expertos en psicología clínica evaluaron lingüísticamente el control de la calidad de la traducción-adaptación, siguiendo la propuesta de Hambleton y Zenisky (2011) en términos de formato del ítem, gramática y redacción, cultura y aspectos generales. A través del coeficiente de validez de contenido, se analizó el acuerdo interjueces para cada ítem, obteniéndose puntuaciones que oscilaron entre .85 y .97; estas evaluaciones cualitativas sugieren que la traducción de los ítems puede calificarse de buena a excelente, por lo que no fue necesario realizar modificaciones. Las opciones de respuesta también fueron evaluadas mediante el mismo método, obteniendo puntuaciones entre .81 y .87, lo cual permite calificarlas como adecuadas. En consecuencia, no se consideraron necesarias modificaciones adicionales en las opciones de respuesta (Maldonado-Suárez & Santoyo-Telles, 2024).
Una vez desarrollado el proceso de validación lingüística, se procedió a la validación de contenido, evaluando la prueba y sus ítems en términos de relevancia, claridad, coherencia y suficiencia, según la propuesta desarrollada por Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008), adaptada por Galicia-Alarcón et al. (2017). Esta tarea fue llevada a cabo por cinco jueces expertos con conocimientos especializados en psicología clínica, principalmente suicidio, salud mental y cuadros del estado de ánimo. Se obtuvieron coeficientes de validez de contenido (CVC) con puntuaciones que varían entre 0.75 y 0.85, lo que indica una validez de contenido aceptable a buena para todos los ítems. Estos resultados reflejan un adecuado nivel de concordancia entre los jueces y permiten concluir que el contenido de los ítems es representativo y apropiado para medir el constructo en cuestión sin necesidad de modificaciones adicionales (Maldonado-Suárez & Santoyo-Telles, 2024).
Se contactó a los posibles participantes en alianza con instituciones educativas, empresariales y civiles, lo que permitió la difusión de la invitación e integración al estudio de los participantes que cumplieran los criterios de inclusión. Una vez firmado el consentimiento informado, los mismos procedieron a responder online la Escala de Capacidad Adquirida para el Suicidio - Intrepidez ante la Muerte (ACSS-FAD) y un cuestionario breve de caracterización. La administración de los instrumentos comprendía alrededor de 5 minutos por participante.
Análisis de datos
Para el análisis se usó el software SPSS STATISTICS 27.0 y su extensión AMOS (IBM Corp., 2020). Se examinaron las variables sociodemográficas. Posteriormente, se desarrolló el análisis factorial confirmatorio (AFC), para el cual, considerando el tamaño de la muestra y las características de los ítems, construidos en escala Likert (Rhemtulla et al., 2012), se empleó el método de máxima verosimilitud (ML), un estimador que asume normalidad multivariada y los índices derivados del chi cuadrado (χ²) para evaluar el modelo original de un factor. No se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE), ya que la estructura factorial había sido confirmada en el modelo original, propuesto por Ribeiro et al. (2014). Los indicadores que se tuvieron en cuenta fueron los siguientes: discrepancia dividida por grados de libertad (CMIN/DF), coeficiente de Tucker-Lewis (TLI), índice de bondad de ajuste (GFI) e índice de bondad de ajuste comparativo (CFI). Estos son adecuados con índices > .90 y error cuadrático medio aproximado (RMSEA), el cual se considera razonable < .08. Es importante señalar que, el método empleado (ML) afecta principalmente el último indicador; no obstante, los índices se analizaron de forma integral y no aislada.
Cuando se identificó que dichos indicadores no se ajustaban correctamente al modelo, se asumió la propuesta desarrollada por Trejo (2018), de dos factores. Aunque se encontraron mejores ajustes en todos los criterios en comparación con el modelo unifactorial, el RMSEA aún se encontraba por encima de lo esperado, asumiendo que el modelo podía mejorarse. Se propone un modelo bifactor, con indicadores de ajuste adecuados en CMIN/DF, TLI, GFI, CFI y RMSEA. Finalmente, se calcularon los coeficientes: omega ( ω ), con la finalidad de evaluar la fiabilidad global de la prueba; omega jerárquico (ω ₕ ), cuyo objeto es analizar la varianza atribuible al factor general; omega jerárquico asintótico (ω ₕ∞ ), para determinar la varianza atribuible al factor general en óptimas condiciones, y omega total ( ω ₜ), asumiendo la varianza total explicada por los factores comunes al modelo. En síntesis, se utilizaron estos indicadores para estimar la consistencia interna tanto de la escala unificada como de sus factores (Kalkbrenner, 2023; Santoyo-Telles, 2024; Shi et al., 2022; Ximénez et al., 2022).
Consideraciones éticas
El presente estudio contó con la aprobación del Comité de Ética de la Universidad Católica de Colombia, puesto que cumplía con los lineamientos institucionales, nacionales e internacionales, y garantizaba los principios de dignidad, seguridad y bienestar (World Medical Association, 2024). Por otra parte, los participantes firmaron un consentimiento informado en el cual se explicaron todos los elementos del estudio. Es importante señalar que este fue desarrollado teniendo en cuenta los lineamientos para la investigación en salud en Colombia (Ministerio de Salud de Colombia, 1993), así como las disposiciones relativas al ejercicio profesional de la psicología y al Código Deontológico y Bioético (Congreso de la República de Colombia, 2006). Adicionalmente, los participantes firmaron un documento que contenía las explicaciones asociadas al control y manejo de la información, sustentado en la normativa sobre hábeas data y protección de datos personales (Congreso de la República de Colombia, 2008, 2012). Por último, se declara que no existen conflictos de intereses en los autores; la investigación se realizó con fines académicos y de conocimiento.
RESULTADOS
Se elaboraron tres modelos para determinar los mejores indicadores de ajuste. El primero, el modelo unifactorial (Figura 1), estuvo sustentado en la propuesta teórica original de Ribeiro et al. (2014); el segundo, modelo de dos factores (Figura 2), parte de los resultados del AFC, y el tercero, modelo bifactor (Figura 3), constituye una propuesta alternativa del presente estudio.
Nota: CA = capacidad adquirida. Los valores corresponden a cargas factoriales estandarizadas.
Nota: F1 = ausencia de miedo a morir; F2 = miedo a morir. Los valores corresponden a cargas factoriales estandarizadas.
Nota: CA = capacidad adquirida (factor general); F1 = ausencia de miedo a morir; F2 = miedo a morir. Los valores corresponden a cargas factoriales estandarizadas.
En los tres modelos se calcularon los índices de bondad de ajuste y para el bifactor se determinaron los índices de fiabilidad, al ser el modelo con mejores indicadores.
Índices de bondad de ajuste
En la estructura factorial del modelo propuesto por Ribeiro et al. (2014), de 7 ítems, se hallaron indicadores de ajuste deficientes, lo que sugiere que el modelo requería modificaciones significativas. Al desarrollar un modelo de dos factores, mejoraron todos los marcadores, excepto el RMSEA, que se encontraba superior a 0.08, con lo cual existía un margen para ajustar el modelo. Por último, en el modelo bifactorial el CMIN/DF se encontró por debajo de 3, TLI y CFI por encima de 0.90, RMSEA por debajo de 0.08 y GFI cercano a 1, lo que afirma que los indicadores se ajustaron adecuadamente. En la Tabla 3 se describen todos los indicadores encontrados en los tres modelos.
Índices de bondad de ajuste para los modelos de la Escala de Capacidad Adquirida para el Suicidio (ACSS)
| Propuesta de modelos | CMIN/DF | TLI | CFI | RMSEA | GFI |
|---|---|---|---|---|---|
| Modelo unifactorial | 23,267 | ,250 | ,500 | ,273 | ,717 |
| Modelo de dos factores | 5,551. | ,847 | ,905 | ,123 | ,934 |
| Modelo bifactor | 2,675. | ,944 | ,981 | ,075 | ,983 |
Nota: *grados de libertad (CMIN/DF), coeficiente de Tucker-Lewis (TLI), índice de bondad de ajuste (GFI), índice de bondad de ajuste comparativo (CFI) y error cuadrático medio aproximado (RMSEA).
Índices de fiabilidad
Los análisis de fiabilidad de la escala se calcularon con relación al modelo bifactorial y se determinó que el instrumento tiene una confiablidad aceptable. Esta conclusión se basa en los puntajes obtenidos del alfa de Cronbach (α) y coeficiente omega ( ω ). Por otra parte, se refuerza el postulado de un modelo bifactorial, puesto que el omega jerárquico ( ωₕ ) y omega h asintótico (ω ₕ∞ ) sugieren que la varianza se explica en mayor medida por los factores específicos, en lugar de mediante el factor general. Por último, el omega total ( ω ₜ) indica una excelente fiabilidad general del modelo, lo que permite concluir que la estructura general del instrumento es consistente y robusta.
DISCUSIÓN
El objetivo de la presente investigación fue validar la Escala de Capacidad Adquirida para el Suicidio - Intrepidez ante la Muerte (ACSS-FAD) en población colombiana, con la finalidad de comprender integralmente las variables de la teoría interpersonal del suicidio propuesta por Joiner y Silva (2012). Se encontraron propiedades psicométricas adecuadas para utilizar este instrumento en la medición del constructo capacidad adquirida , entendido como la intrepidez ante la muerte, lo que conlleva la posibilidad de autoinfringirse daño y aumenta el riesgo de incurrir en conductas autolesivas con fines suicidas (Calear et al., 2021; Joiner & Silva, 2012). Al contar con un instrumento de esta naturaleza, se pueden identificar, mediante su aplicación conjunta con el Cuestionario de Necesidades Interpersonales (INQ), personas con alto riesgo de conducta suicida, lo que permitiría adoptar acciones de intervención individual, social y comunitaria.
En cuanto a la estructura interna de la prueba, se encontraron resultados contradictorios con relación a la versión original (Ribeiro et al., 2014) y a los estudios que proponían un modelo unifactorial de 7 ítems, pero realizaban procedimientos como covarianza de errores, sobreestimaban el modelo (Seo & Kwon, 2018; Baños-Chaparro et al., 2023) o presentaban índices RMSEA insuficientes (González-Betanzos et al., 2023).
Las deficiencias del modelo unifactorial de la escala concuerda con los resultados de Spangenberg et al. (2016) y Trejo (2018), quienes sugieren la necesidad de proponer alternativas de ajuste. En el caso de Spangenberg et al. (2016), se introdujeron errores correlacionados entre los ítems 2, 3, 5 y 4, sustentado en que los primeros tres tienen codificación inversa; sin embargo, la explicación de la correlación del ítem 4, asumido como confuso, no tiene un soporte empírico. Por otra parte, Trejo (2018) propone un modelo de dos factores, afirmando que los ítems 2, 3 y 5 miden el miedo a la muerte y los ítems 1, 4, 6 y 7, la falta de miedo a la muerte. No obstante, es importante señalar que esta solución puede resultar imprecisa, ya que los dos factores independientes no necesariamente son contradictorios o complementarios. Además, al no estar delimitados y operacionalizados, puede asumirse que miden constructos diferentes a la capacidad adquirida.
En el presente estudio se encontró que un modelo bifactorial, representado por un dimensión general y dos factores específicos, es una adecuada alternativa. Esto permite, en primer lugar, una mayor precisión en el ajuste del modelo en los índices CMIN/DF, TLI, GFI, CFI y RMSEA. En segundo lugar, posibilita asumir la varianza compartida y específica de los ítems, reduciendo la multicolinealidad. Finalmente, mejora la confiabilidad y validez de la prueba. En cuanto a la delimitación de los factores específicos, los indicadores omega jerárquico y omega jerárquico asintótico sugieren que el factor general no explica toda la varianza, con lo cual resulta necesaria la composición de dos factores con una influencia significativa en la varianza general.
El factor 1 está compuesto por ítems reactivos (1, 4, 6 y 7), redactados de forma negativa y que describen particularmente la intrepidez ante la muerte, lo que implica una actitud, decisión o forma de comportamiento frente a situaciones de peligro o amenaza; sin embargo, esto no equivale a ausencia de miedo a la muerte, puesto que una persona puede actuar a pesar del miedo, asumiendo que el dolor es tolerable, insuficiente o insignificante en el caso de los comportamientos suicidas (Joiner & Silva, 2012).
Los ítems del factor 2 (2, 3 y 5), redactados, a diferencia de los del factor 1, de forma positiva, se encuentran en la línea del miedo a la muerte; más que un modelo de conducta o actitud, reflejan un estado emocional, racional o no, que puede implicar la inactividad conductual ante situaciones que atenten contra el instinto de conservación natural. Según Arumir-García (2024), las emociones tienen funciones adaptativas; en el caso del miedo, funciona mecanismo de protección, escape o evitación y en algunas oportunidades de valoración del peligro o el dolor. Las conductas autolesivas con fines suicidas implican dolor físico, lo cual puede generar mecanismos cognitivos de protección a pesar de las adversidades. Ambos factores contribuyen a la explicación base de la teoría formulada por Joiner y Silva (2012), quienes afirman que las personas que incurren en este tipo de comportamientos no solo desean llevarlos a cabo, sino que tienen la capacidad para ejecutarlos, lo cual permite la diferenciación entre personas con y sin riesgo.
Entre las limitaciones de este estudio, se destaca que, a pesar de los esfuerzos por garantizar la representatividad, la muestra empleada podría no reflejar la diversidad existente entre la población colombiana. Además, es posible que algunas expresiones de la variable estudiada tengan otra connotación cultural con el paso del tiempo, por lo que se sugiere adaptar o revisar periódicamente el instrumento.
En futuras investigaciones se propone validar este instrumento modificando la redacción de algunos ítems, con el propósito de identificar la influencia de los ítems no inversos en las estimaciones psicométricas. También se sugiere realizar análisis de invarianza factorial, validez convergente y discriminante, con la finalidad de comprender la relación entre el constructo central y otras posibles variables; por ejemplo, la depresión, la impulsividad o la desesperanza, entre otras. Por último, sería beneficioso construir un modelo integrado con el Cuestionario de Necesidades Interpersonales (INQ), para sustentar en su totalidad la teoría interpersonal del suicido de Joiner y Silva (2012).