La regulación emocional (RE) agrupa un conjunto de procesos mediante los cuales las personas manejan sus emociones y modifican su conducta y estados fisiológicos, para alcanzar objetivos y adaptarse a las demandas cambiantes del medio (Gross, 1998, 2013; Gross & John, 2003).
El concepto de RE considera tres supuestos: 1) la emoción tiene mecanismos autorregulatorios y por sí misma tenderá a alcanzar un estado de homeostasis (Kappas, 2011); 2) la valencia e intensidad de las emociones movilizan o paralizan, es decir, la importancia que el sujeto da al estímulo modifica la emoción y las acciones que este emprende (Charland, 2011); y 3) las estrategias de RE modifican la emoción que se experimenta (Gross, 2013). La RE es considerada desadaptativa o adaptativa, en función de las relaciones que mantiene con los síntomas psicopatológicos. A saber, las estrategias desadaptativas son aquellas directamente relacionadas con la aparición de síntomas como evitación, preocupación, supresión, rumia, entre otros. En contraste, las adaptativas se asocian con resultados como resolución de problemas, reevaluación o aceptación (Barlow et al., 2015; Díaz, 2014; Hervás, 2011). En este sentido, son comunes las comorbilidades entre problemas de salud mental como consecuencia del déficit en la RE (Aldao, 2012). Así pues, las dificultades en la RE están presentes en múltiples trastornos y parecen contribuir en su desarrollo o mantenimiento, y, por lo tanto, se han considerado como un proceso transdiagnóstico (Cludius et al., 2020).
Dentro de los modelos teóricos disponibles (Folkman & Lazarus, 1985; Gratz & Roemer, 2004; Gross, 1998), el Modelo de Procesos de Regulación Emocional (MPRE) de Gross (1998) es importante porque permite la identificación de estrategias de RE, que pueden ser focalizadas durante el tratamiento psicoterapéutico (Sloan et al., 2017).
Gross y John (2003) plantean cuatro estrategias generales de RE: 1) selección de la situación, que agrupa conductas dirigidas a modificar o evadir el evento que puede generar una experiencia emocional negativa; 2) modificación de la atención, que incluye estrategias para enfocar los procesos atencionales en algún estímulo o actividad que modifique el estado emocional del individuo; 3) modificación de la evaluación, que agrupa estrategias para alterar la interpretación de la situación misma o elementos que la constituyen; y 4) modulación de la respuesta, que se refiere a los intentos de influir sobre los componentes conductuales, fisiológicos o cognitivos que se presentan cuando la respuesta emocional se ha desarrollado.
Adicionalmente, Gross y John (2003) proponen como estrategias principales de RE, la supresión emocional y la reevaluación cognitiva. La primera, supresión emocional, corresponde a una forma de modulación de la respuesta que implica la inhibición del comportamiento de expresión de emociones después de que estas se generan, sin embargo, no modifica su naturaleza u origen -por lo general está asociada a emociones negativas, lo que en el individuo puede crear sensación de incongruencia o discrepancia entre su experiencia interior y exterior-. La segunda, reevaluación cognitiva, implica un cambio en la interpretación del evento que evoca la respuesta emocional, lo cual modifica su impacto. Esta estrategia interviene antes de que la respuesta emocional se emita. En este escenario proponen el Cuestionario de Regulación Emocional (ERQ); una prueba de tipo autoinforme compuesta por diez ítems que evalúan estas dos dimensiones con una escala de respuesta tipo Likert de 7 puntos, en la que los puntajes más altos indican un mayor uso de la estrategia.
El ERQ se ha traducido y usado en múltiples idiomas de culturas orientales y occidentales (Abler & Kessler, 2009; Balzarotti et al., 2010; Cabello et al., 2013; Hutchison et al., 2021; Kahwagi et al., 2021; Kim et al., 2022; Popov et al., 2016). Se ha aplicado en población estudiantil (Hutchison et al., 2021; Moreta-Herrera et al., 2022), general (Preece et al., 2020), adultos mayores (Brady et al., 2019), con trastornos de la personalidad (Marco et al., 2021), y mujeres con cáncer (Brandão et al., 2017). Así mismo, se ha construido una versión para niños y adolescentes (Gullone & Taffe, 2012). En Latinoamérica, el ERQ ha sido validado en Argentina (delValle et al., 2021), Brasil (Batistoni et al., 2013), Chile (García et al., 2023), Ecuador (Moreta-Herrera et al., 2022) y México (Olalde-Mathieu et al., 2022). En Colombia se validó una versión para niños y adolescentes (Alfonso & Prieto, 2021), pero, de acuerdo con nuestra revisión, aún no se ha validado la versión para adultos. La evidencia previa da cuenta de coeficientes de correlación con otros constructos coherentes con lo esperado, dado el planteamiento teórico de la RE, en el cual se basa el instrumento, una estructura factorial relativamente estable a lo largo de las poblaciones estudiadas y niveles de confiabilidad entre aceptables y buenos para cada subescala. Lo anterior señala su potencial utilidad en la investigación y la práctica, dada la aplicabilidad en diferentes contextos y poblaciones, la estabilidad en las medidas y la demostrada validez de constructo.
En cuanto a la relación con otros constructos, se ha encontrado que puntajes altos en reevaluación cognitiva se asocian con resultados adaptativos, tales como menores niveles en síntomas psicopatológicos (Preece et al., 2020), mayores niveles de afecto positivo y mejor funcionamiento interpersonal (Gross & John, 2003). Por otro lado, niveles altos en la estrategia de supresión se han asociado con resultados negativos en esos mismos dominios (Gross & John, 2003). Además, es frecuente que en las culturas occidentales los hombres usen con mayor frecuencia las estrategias de supresión, en comparación con las mujeres (Cabello et al., 2013). La estructura factorial del ERQ se ha confirmado en la mayoría de los estudios de validación, con índices de bondad de ajuste aceptables (Balzarotti et al., 2010; Cabello et al., 2013; Gross & John, 2003; Hutchison et al., 2021; Moreta-Herrera, 2022; Popov et al., 2016). No obstante, Rice et al. (2018) reportaron dificultades con el ítem 3 y altos niveles de correlación entre los errores de los ítems 1 y 3, por lo que propusieron una versión de 9 reactivos.
Los niveles de confiabilidad, medidos a través de índices de consistencia interna, también son aceptables con coeficientes de alfa de Cronbach que oscilan entre .66 (Kahwagi et al., 2020) y .75 (Cabello et al., 2013) para supresión emocional, y .73 (delValle et al., 2021) y .84 (Balzarotti et al., 2010) para reevaluación cognitiva.
La RE es un constructo relevante para la comprensión de poblaciones clínicas y generales. Lo anterior es así, porque las estrategias inefectivas se asocian con psicopatología, y, las efectivas, se asocian negativamente con resultados positivos en salud mental (Aldao et al., 2010). Para medir este constructo es necesario tener herramientas de medición con propiedades psicométricas sólidas, lo cual ha sido demostrado por el ERQ en múltiples culturas, países e idiomas (Matsumoto et al., 2008). Por lo tanto, confirmar las propiedades psicométricas del ERQ aporta al fortalecimiento del estudio de la regulación emocional en Colombia y facilita la comparación de los resultados con investigaciones a nivel internacional. Adicionalmente, a nivel clínico contribuye al fortalecimiento de los procesos de evaluación, al desarrollo de intervenciones adaptadas a las características de la población, y al seguimiento de los cambios en RE a lo largo del tratamiento psicoterapéutico.
Dada la relevancia de la RE, este trabajo buscó responder a la siguiente pregunta de investigación: ¿Es posible confirmar las propiedades psicométricas del ERQ previamente validadas en otros estudios, en población colombiana? Para ello, se comprobó la estructura interna del instrumento mediante análisis factorial confirmatorio; su invarianza factorial de acuerdo con el sexo; su confiabilidad a través de índices de consistencia interna y discriminación de ítems, y su relación con las variables dificultades en la regulación emocional y sintomatología emocional, con las cuales se anticiparon coeficientes de correlación positivos en el caso de la subescala de supresión, y negativos, en el caso de la subescala de reevaluación.
Método
Participantes
Participaron de forma voluntaria 565 personas de nacionalidad colombiana, entre 18 y 69 años (M = 31.50, DE = 9.11), elegidas según un muestreo no probabilístico por conveniencia. El 71.5 % (404) de los participantes reside en el departamento de Cundinamarca, el 11.2 % (63) en Antioquia y el resto proviene de otras regiones del país. El 78.4 % (443) reportó un nivel educativo de pregrado o superior. El 67.3 % (380) de la muestra estuvo constituido por mujeres.
Instrumentos
Emotion Regulation Questionaire (ERQ) (Gross & John, 2003). Instrumento utilizado para la evaluación de las dos dimensiones básicas de la RE. Consta de 10 ítems, distribuidos en dos dimensiones: reevaluación cognitiva (6 ítems) y supresión emocional (4 ítems) con opciones de respuesta tipo Likert de 7 puntos, (1 “completamente en desacuerdo”; 7 “completamente de acuerdo”). La validación en España (Cabello et al., 2013) mostró una consistencia interna aceptable, tanto para el factor de supresión (α = .75), como para el factor de reevaluación (α = .79), y buenos índices de bondad de ajuste para la estructura bifactorial (RMSEA= .07; CFI = .91; y SRMR = .06).
Escala de Dificultades en la Regulación Emocional (DERS) (Gratz & Roemer, 2004). Instrumento diseñado para medir las dificultades en la RE. Se consideró la estructura factorial propuesta por Gratz y Roemer, compuesta por 36 ítems, agrupados en 6 factores -dificultades en el control de los impulsos, acceso limitado a estrategias de regulación, falta de aceptación emocional, interferencia con conductas dirigidas a metas, falta de conciencia emocional y falta de claridad emocional-, que se responden en una escala tipo Likert de 5 puntos (1 “casi nunca”; 5 “casi siempre”). El alfa de Cronbach de cada dimensión para la adaptación en castellano osciló entre 0.68 y 0.93 (Hervás & Jodár, 2008).
Depression Anxiety Stress Scale 21 (DASS 21) (Antony et al., 1998). Escala compuesta por 21 ítems, con opciones de respuesta tipo Likert (0 “no me ha ocurrido”, 3 “me ha ocurrido mucho y la mayor parte del tiempo”), que miden síntomas psicopatológicos experimentados en la última semana. Tiene tres dimensiones: depresión, ansiedad y estrés, cada una compuesta por 7 ítems y un factor de segundo orden que corresponde a los síntomas emocionales. Validada en población colombiana por Ruiz et al. (2017) , con excelente coeficiente de consistencia interna (α = .92) para la escala total y buenos para sus dimensiones (valores α de .88, .83 y .83 para depresión, ansiedad y estrés, respectivamente). Excelentes índices de bondad de ajuste para el modelo de 3 factores y un factor de segundo orden (CFI = .99; RMSEA = .051 y NNFI = .99). La inclusión de este instrumento permite la evaluación de indicadores de salud mental, con los cuales se ha asociado la RE en estudios previos (Aldao et al., 2010; Chahar et al., 2020).
Procedimiento
De manera inicial se evaluó la comprensibilidad (Fenn et al., 2020) de la traducción realizada en España. El instrumento se sometió a un análisis por parte de usuarios del idioma español en Colombia, que mediante un cuestionario evaluaron si se ajusta a los términos y expresiones utilizados en el contexto nacional. Este ejercicio se realizó con 13 personas, de las cuales tres eran profesionales en psicología con posgrado en psicología clínica, dos amas de casa, tres docentes de literatura y lengua castellana, dos estudiantes de pregrado de carreras no afines a la psicología, una persona pensionada y dos personas con pregrados terminados en carreras no afines a la psicología o ciencias sociales, con un rango de edad entre los 21 y 75 años.
Más adelante, se construyó el formulario para su aplicación virtual. Para esto se usó la herramienta Google Forms, en la que se incluyeron los instrumentos considerados para esta investigación. Previa publicación, se hicieron pruebas para garantizar condiciones óptimas de claridad, seguridad, organización y funcionamiento.
La convocatoria se realizó llevando a cabo estrategias de difusión por medio de animaciones para redes sociales, diseños de publicación y publicaciones en páginas, perfiles y grupos masivos de Facebook, Instagram, WhatsApp, LinkedIn, entre otros.
En la recolección de la información, a los participantes se les solicitó diligenciar inicialmente el consentimiento informado. Este incluyó aclaraciones sobre el objetivo de la investigación, política de confidencialidad, uso de datos personales y la posibilidad de abandonar el estudio en cualquier momento, así como el carácter voluntario y no remunerado de su participación. A continuación, los participantes respondieron un conjunto de preguntas en las que se les indicó suministrar información sociodemográfica, el diligenciamiento de la escala a validar y los instrumentos criterio; el tiempo de aplicación se estimó en 15 minutos.
El presente estudio forma parte de una tesis de maestría en psicología, la cual siguió los procesos, procedimientos y lineamientos éticos del Centro de Investigación en Psicología de la Fundación Universitaria Konrad Lorenz, tanto en la presentación del proyecto como en el desarrollo de la investigación. El estudio se apegó a la Declaración de Helsinki, de principios éticos para investigaciones médicas en seres humanos.
Análisis de datos
La evaluación de la claridad del contenido de los ítems se determinó al calcular el acuerdo entre evaluadores por medio del Coeficiente Kappa de Randolph. Valores menores a .40 son considerados “pobres”, entre .40 y .75 “intermedio a bueno” y valores por encima de .75 “excelentes” (Fleiss et al., 2003).
Se utilizó la prueba U de Mann-Whitney para identificar las diferencias entre hombres y mujeres, se comparó el valor p con el nivel de significancia (α = .05), si el p es menor o igual al α, la diferencia entre las medias es estadísticamente significativa (Frías-Navarro, 2020). Se optó por la prueba no paramétrica, dado la no distribución normal y la ratio del tamaño de grupos superior a 1.5 (Goss-Sampson, 2019).
Se estimó la consistencia interna del ERQ y los instrumentos por medio de los índices Omega de McDonald (ω) y alfa de Cronbach (α). Adicionalmente, se calculó la discriminación de los ítems del ERQ a partir de las correlaciones ítem-dimensión.
Los objetivos de la investigación no contemplaron reducir variables o encontrar nuevos factores latentes del ERQ (Escobedo et al., 2016; Méndez & Rondón, 2012), por lo cual no se llevó a cabo el análisis factorial exploratorio (AFE). Para las evidencias de validez de la estructura interna, se realizó el análisis factorial confirmatorio (AFC), que conduce a una mayor concreción de las hipótesis que deben ser contrastadas (Batista-Foguet et al., 2004). Se usó el método robusto mínimos cuadrados ponderados en diagonal (Diagonally Weighted Least Squares [DWLS]) y se probaron tres modelos, uno arbitrario de un factor, otro de dos factores de acuerdo con lo sugerido por Gross y John (2003) y, el último, dos factores con términos de error correlacionados entre los ítems 1 y 3 -de acuerdo con los índices de modificación del segundo modelo-. Se calcularon el test Satorra- Bentler, Chi-cuadrado y los índices de ajuste RMSEA (raíz cuadrada del error medio cuadrático), CFI (índice de ajuste comparativo), GFI (índice de bondad de ajuste), SRMR (residuo estandarizado cuadrático medio), TLI (índice de Tuker-Lewis) e IFI (índice de ajuste incremental). Valores de CFI mayores o iguales a .95, así como valores GFI, IFI y TLI mayores que .9, indican un buen ajuste (Rial et al., 2006). Para el RMSEA y el SRMR, valores menores que .08 representan un aceptable ajuste, y menores a .05, dan cuenta de un buen ajuste del modelo (Hu & Bentler, 1999).
Para probar la invarianza factorial configural, métrica, escalar y residual se llevaron a cabo AFCs multigrupo (Elosua, 2005) respecto al sexo, por medio de un análisis progresivo y secuencial con la imposición de restricciones hasta rechazar un modelo o lograr el modelo residual (Elosua, 2005). Para rechazar los modelos se adoptaron los criterios sugeridos por Chen (2007) : un valor ∆ RMSEA> .015 y un valor ∆ CFI > .010; Lippke et al. (2007) : un valor ∆ TLI > .050; y Putnick y Bornstein (2016) : un valor ∆ SRMR > 0.015.
Las evidencias de validez de la relación con otras variables se analizaron con el coeficiente de correlación de Spearman (rho), dado el no cumplimiento de la distribución normal. Valores menores a .10 son de magnitud irrelevante, entre .10 y .29 pequeña, de .30 a .49 moderada, y superiores a .49 grandes (Goss-Sampson, 2019).
Para los análisis del índice Kappa se utilizó el Online Kappa Calculator (Randolph, 2008). Para los análisis estadísticos y psicométricos se empleó el lenguaje de programación R (R Core Team, 2022), los paquetes Lavaan (V 0.5-12; Rosseel, 2012) y semTools (V. 0.5-6; Jorgensen et al., 2022), mediante el entorno de desarrollo integrado RStudio (V. 2022.7.1.554; RStudio Team, 2022).
Resultados
Comprensibilidad de la traducción española del ERQ
En la evaluación de comprensibilidad, el porcentaje de acuerdo general entre los participantes fue de 95.38 % y un kfree de 0.91 (IC 95 % [0.82, 1.00]), señalando un excelente acuerdo en los evaluadores. Se revisaron las observaciones y sugerencias, se reemplazó la palabra “contestase” por “contestara” en las instrucciones de diligenciamiento, ya que para Hispanoamérica el pretérito imperfecto del subjuntivo, señalado con el sufijo “se”, prácticamente no se utiliza, razón por la cual se decidió usar el sufijo “ra”, forma más extensamente utilizada.
Confiabilidad de los instrumentos y comparación de acuerdo con el sexo
En la tabla 1 se presentan la consistencia interna (índices α y ω), medidas de tendencia central (M y DE), normalidad (Shapiro-Wilk), y prueba U de Mann-Whitney para hombres y mujeres, de acuerdo con los puntajes de los instrumentos. La confiabilidad de los instrumentos se encuentra entre aceptable y buena.
Tabla 1
Consistencia interna, normalidad, homogeneidad de varianzas y prueba de diferencia entre grupos para hombres y mujeres en los instrumentos
[i]Nota. Ho: hombre; Mu: mujer; M: media; DE: desviación estándar; S-W: Shapiro-Wilk; M-W: prueba U de Mann-Whitney; U: U de Mann- Whitney; rbc: rank biserial correlation; Dif. Metas: dificultad en metas; Dif. C. Impulsos: dificultad en control de impulsos; F. C. Emocional: falta de control emocional; Acceso Limitado: acceso limitado a estrategias de regulación; F. Clar. Emocional: falta de claridad emocional. Los valores en negrilla corresponden a las comparaciones que resultaron significativas.
El análisis por sexo muestra diferencias significativas, con mayores puntuaciones en hombres en supresión. No se encontraron diferencias significativas entre hombres y mujeres en sintomatología emocional (depresión, ansiedad y estrés) ni en dificultades en la regulación emocional (no aceptación, dificultades en metas, dificultad en el control de impulsos, falta de conciencia emocional, acceso limitado a estrategias y falta de claridad emocional).
Propiedades Psicométricas del ERQ
Consistencia interna. El ERQ mostró índices de consistencia interna mayores a .70 en cada una de sus dimensiones (Reevaluación: ω = .768, IC 95 % [.738; .797] α = .764, IC 95 % [.732; .793]; Supresión: ω = .788, IC 95 % [.759; .816], α = .783, IC 95 % [.752; .810]). Los ítems de supresión presentaron buenos índices de discriminación (rítem-dimensión entre .528 y .643), y la consistencia interna no incrementa si algún ítem es eliminado (ver tabla 2). Los ítems de reevaluación presentaron buenos índices de discriminación (r entre .491 y .616), a excepción del ítem 5 (r = .290).
Tabla 2
Consistencia interna y discriminación de supresión y reevaluación de la ERQ
Evidencias de validez de la estructura interna. Por medio del análisis factorial confirmatorio de tres modelos, se recogieron evidencias de validez de la estructura interna de la escala. Los resultados muestran que el modelo original de dos factores presentó entre adecuados y buenos índices de ajuste. Los índices de modificación señalaron que el ajuste del modelo mejoraría si se permite correlacionar los términos de error de los ítems 1 y 3. Debido a que esta mejora es marginal, y a que permitir la covarianza entre errores introduce mayor complejidad en la estructura factorial, se decidió mantener el modelo original de dos factores (ver tabla 3 y figura 1).
Tabla 3
Índices de bondad de ajuste para dos modelos de dos factores
No se encontraron diferencias en la configuración básica del modelo y sus pesos factoriales (invarianza configural y métrica), así como en sus valores interceptales y varianzas/covarianzas residuales (invarianza escalar y residual), con relación al sexo en el modelo seleccionado. En otras palabras, las propiedades estructurales del ERQ son invariantes entre los grupos comparados (ver tabla 4).
Tabla 4
Invarianza factorial con las variables “Sexo” del modelo de dos factores
Evidencias de validez en la relación con otras variables. Se calcularon correlaciones entre las puntuaciones de cada factor del ERQ, el DASS-21 (sus dimensiones) y el DERS (sus dimensiones). Supresión presentó correlaciones significativas (p < .001), positivas y de magnitud moderada con el total del DASS-21, y las dimensiones depresión y estrés. La dimensión ansiedad también correlacionó de manera directa y significativa con supresión, con una magnitud baja. Con respecto a las dificultades en la regulación emocional se encontraron correlaciones significativas (p < .001) de magnitud moderada con el total del DERS (rho = .436, IC 95 % [.366, .500]) y entre pequeñas y moderadas con sus dimensiones (ver figura 2). Estos resultados avalan el carácter convergente de la relación entre la estrategia de supresión, la sintomatología emocional (general y específica) y las dificultades de RE.
La dimensión reevaluación presentó correlaciones de magnitudes irrelevantes y pequeñas con el DASS-21 (sintomatología emocional) y sus dimensiones, y con el DERS (dificultades en la regulación emocional) y sus dimensiones (figura 2). Medidas interpretativas. Se calcularon medidas de posición distintas para hombres y mujeres únicamente en la dimensión de supresión, pues en esta presentan diferencias estadísticamente significativas (ver tabla 5).
Discusión
Con este estudio se aportaron evidencias de validez relacionada con la estructura interna y de la relación con otras variables de la versión en español del ERQ en una muestra de adultos colombianos. La evaluación de comprensibilidad señaló la necesidad de hacer un cambio en la conjugación de un verbo en la sección de instrucciones del instrumento, lo cual da cuenta de buena aceptabilidad. Este resultado es esperable, pues el ERQ parece funcionar bien en múltiples culturas e idiomas; muestra de ello es la validación transcultural realizada por Matsumoto et al. (2008) , en la cual participaron personas de 23 países, 5 continentes y 32 idiomas.
La consistencia interna presentó coeficientes Omega y Alfa mayores que .7 para reevaluación, similar a lo reportado por Cabello et al. (2013) , lo que señala que los ítems que componen cada dimensión miden de manera consistente el constructo al estar interrelacionados entre sí.
La estructura factorial del instrumento planteado por Gross y John (2003) se mantuvo; es decir, se confirmó el modelo de dos factores no relacionados, supresión emocional y reevaluación cognitiva, mediante el AFC, con excelentes índices de bondad de ajuste e invarianza factorial por sexo. Este resultado ha sido consistente con estudios de validación en otros contextos (Durán-Rodríguez & Moreta-Herrera, 2018; Gargurevich & de Lima, 2010).
Pese a lo anterior, la estructura factorial el ERQ no ha estado exenta de problemas, especialmente cuando se analiza en poblaciones generales (Rice et al., 2018). Algunas investigaciones realizadas en este tipo de población han señalado la necesidad de modificar la escala de reevaluación mediante la eliminación del ítem 3, debido a que aporta cargas bajas en dicho factor (Sala et al., 2012; Spaapen et al., 2014). Así mismo, la validación italiana conducida por Balzarotti et al. (2010) , encontró correlaciones significativas entre el ítem 1 y 3. En línea con ese último estudio, esta investigación encontró correlación entre los errores de dichos ítems, pero los resultados no justificaron que se permitiera la covarianza entre estos, al momento de definir la estructura factorial. Permitir esa covarianza habría implicado introducir una mayor complejidad en la estructura factorial, lo cual tiene impacto en su interpretación; además, los índices de ajuste del modelo factorial original más simple, ya eran buenos.
Brown (2015) sugiere que la covarianza en los ítems redactados de manera similar puede explicarse, tanto por la pertenencia al respectivo factor, como por la redacción que introduce elementos externos que hacen que estos reactivos varíen en la misma dirección. Al revisar el contenido de los ítems 1 “Cuando quiero incrementar mis emociones positivas (p. ej. alegría, diversión), cambio el tema sobre el que estoy pensando”; y 3 “Cuando quiero reducir mis emociones negativas (p. ej. tristeza, enfado), cambio el tema sobre el que estoy pensando”; se presenta una alta coincidencia en sintaxis y redacción, pero su dirección se refiere a dos categorías de estados emocionales distintos, con valencias positivas o negativas, pero no necesariamente contrarios u opuestos desde un punto de vista emocional. Adicionalmente, cada ítem indaga el uso de una estrategia de reevaluación para incrementar el parámetro en una y disminuirlo en otra. Dicho de otra forma, los ítems 1 y 3 evalúan aspectos diferentes de la reevaluación y, por esa razón, no fue eliminado ninguno de estos.
Los hombres presentaron puntuaciones más altas en la estrategia de supresión, lo que coincide con resultados de otros países occidentales (Olulo et al., 2021). El fomento de estilos de crianza protectores hacia las niñas, y de roles de cuidador fuerte en los niños (Galaz et al., 2019), se relaciona con una mayor tendencia a la supresión emocional en los hombres (Gartzia et al., 2012; Lemos & Londoño, 2006).
Respecto a las evidencias de validez en relación con otros constructos, se encontró que la estrategia de supresión presenta convergencia con síntomas emocionales y dificultades en la regulación emocional (Aldao et al., 2010), dadas las correlaciones encontradas. Estos resultados son consistentes con los supuestos del modelo de Gross y John (2003) , de acuerdo con los cuales la supresión se asocia con mecanismos desadaptativos de regulación emocional. Así mismo, son coherentes con estudios previos que han reportado que este factor del ERQ se asocia con peores resultados en pruebas de salud mental (Aldao et al., 2010); y con revisiones que señalan que los mecanismos de RE se clasifican como adaptativos (resolución de problemas, reevaluación, aceptación) o desadaptativos (evitación, preocupación, supresión o rumia), en función de las relaciones que mantienen con los trastornos y síntomas psicopatológicos (Barlow et al., 2015; Hervás, 2011; Nolen-Hoeksema & Aldao, 2011; Pérez Díaz & Guerra Morales, 2014).
Con todo, la relación entre el ERQ y medidas de sintomatología emocional debe analizarse a la luz de la evidencia que indica que existen factores que moderan esa asociación, tales como la naturaleza de la emoción que se experimenta, la presencia o ausencia del estímulo que induce la respuesta emocional, o la intención hedónica o contrahedónica de quien usa la estrategia (Webb et al., 2012). Estudios futuros deberán medir el efecto moderador de estas variables en las relaciones del ERQ, con síntomas emocionales en poblaciones clínicas y generales.
Los coeficientes de correlación bajos o no significativos entre la dimensión reevaluación y el DASS-21 son inesperados, dado el reporte de correlaciones negativas en estudios previos del ERQ que hablan de la divergencia de la reevaluación con estas variables afines a la salud mental. No obstante, el metaanálisis realizado por Aldao et al. (2010) , da cuenta de que las estrategias maladaptativas de regulación emocional tienen una asociación más fuerte con síntomas psicopatológicos, cuando se le compara con la asociación que muestran las estrategias adaptativas; lo anterior, sugiere que la presencia de las primeras tiene un efecto más perjudicial que la ausencia de las últimas en la muestra evaluada.
En cuanto a la relación con las dificultades en la regulación emocional, otros estudios han arrojado niveles de convergencia similares, especialmente en la dimensión de reevaluación (Sörman et al., 2022). Esta moderada asociación puede deberse a que los modelos conceptuales diferentes de los que parten ambos instrumentos definen fenómenos que están relacionados, pero no son equivalentes.
El presente estudio estimó la consistencia interna y aportó evidencias de validez para el Emotional Regulation Questionnaire (ERQ) en población colombiana, congruentes con resultados empíricos previos; confirmó la estructura factorial de dos dimensiones, encontró niveles de confiabilidad satisfactorios y halló correlaciones positivas entre síntomas emocionales y la estrategia de supresión. El análisis respalda la utilización del instrumento en entornos clínicos y de investigación, sujeto a limitaciones específicas. Su validación proporciona una herramienta valiosa en estudios locales y comparativos globales, así como en la evaluación clínica; esto potencia la investigación y la intervención psicoterapéutica y preventiva.
El instrumento puede usarse con población general adulta colombiana. Sin embargo, se debe considerar la sobrerrepresentación en la muestra de los departamentos de Cundinamarca y Antioquia y del nivel educativo superior.
Limitaciones y sugerencias
Algunas limitaciones del estudio se refieren a: 1) las propiedades psicométricas del ERQ se analizaron en una muestra no clínica; estudios posteriores deberían analizar el funcionamiento del ERQ en muestras clínicas en las cuales las estrategias de regulación emocional desempeñan un papel relevante. 2) La muestra tenía una proporción de dos mujeres por cada hombre, lo cual podría suponer un problema de sobrerrepresentación, con impactos en la aplicabilidad de los resultados a la población masculina. Para disminuir este impacto, se hizo análisis de invarianza por sexo para confirmar que el instrumento funciona igual de bien entre hombres y mujeres, y se presentaron medidas de resumen e interpretativas independientes para cada grupo; 3) las evidencias de validez de la relación con otros constructos fueron acordes a lo esperado; sin embargo, variables transdiagnósticas como la exposición a experiencias adversas, evitación emocional y cuadros clínicos con desregulación emocional son de interés investigativo en el campo de la RE (Hervás, 2011).
El alcance de los resultados está definido por la heterogeneidad de la muestra, pues, si bien es cierto que participaron personas de diferentes regiones de Colombia, la mayoría de los participantes se ubicaban en Bogotá y Medellín, y reportaron un nivel educativo alto.
Es importante que investigaciones futuras monitoreen el comportamiento de los ítems 1 y 3 del instrumento, y excluyan el efecto relativo de variables que pueden moderar la relación entre las estrategias de regulación emocional medidas por el ERQ y los síntomas emocionales. Además, el reporte de resultados de la aplicación del instrumento en poblaciones clínicas permitirá profundizar sobre su utilidad en escenarios aplicados.