Evaluación del lenguaje interno ansiógeno y depresógeno en la experiencia de dolor crónico

Evaluación del lenguaje interno ansiógeno y depresógeno en la experiencia de dolor crónico Francisco Javier CANO GARCÍA Luis RODRÍGUEZ FRANCO Universidad de Sevilla Resumen En este trabajo adaptamos dos instrumentos de evaluación de lenguaje interno ansiógeno y depresógeno, el Cuestionario de Automanifestaciones Ansiosas (ASSQ), de Kendall y Hollon (1989), y el Cuestionario de Pensamientos Automáticos (ATQ), de Hollon y Kendall (1980), respectivamente, para su utilización con pacientes de dolor crónico. Para ello nos basamos en los resultados obtenidos en 205 casos analizados en centros de sanitarios de la provincia de Sevilla que comprendieron la práctica totalidad de diagnósticos habituales en este trastorno. Se demostró la fiabilidad (Coeficiente Alfa de Cronbach y procedimiento de división en dos mitades con corrección mediante el índice de igual longitud de Spearman Brown); la validez estructural (Análisis Factorial de Componentes Principales con rotación Varimax); la validez concurrente, de constructo y discriminativa (Coeficiente de Correlación de Pearson utilizando medidas de parámetros sensoriales del dolor, pensamientos negativos, estrategias de manejo, conductas de dolor y creencias de control y autoeficacia) . Palabras clave: lenguaje interno ansiógeno, lenguaje interno depresógeno, dolor crónico, evaluación, ASSQ, ATQ. Abstract This work adapts two assessment scales of anxious and depressive self-statements, the Anxious Self-Statements Questionnaire (ASSQ) (Kendall y Hollon, 1989), and the Automatic Thoughts Questionnaire (ATQ) (Hollon y Kendall, 1980), respectively, to use with chronic pain patients. We analysed 205 patients from different diagnostics in Seville. We confirmed a good reliability (Cronbach´s Alfa and Spearman Brown half-split procedures); structure validity (Principal Components Factor Analysis); concurrent validity, construct validity and predictive validity (Pearson´s correlations, using different measures, like sensory pain parameters, negative thoughts, coping strategies, pain behaviors, locus of control and self-efficacy expectancies) . Key words: anxious self-statements, depressive self-statements, chronic pain, assessment, ASSQ, ATQ. Dirección de los autores: Departamento de Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológicos. Facultad de Psicología. c/ Camilo José Cela, s/n. 41018 Sevilla. Correo electrónico: fjca[email protected] A partir de la ya clásica Teoría de la Puerta (Melzack y Wall, 1965), y del descubrimiento de los mecanismos de analgesia opiácea endógena (Reynolds, 1969), con especial relevancia de las ilustres endorfinas, todos los modelos teóricos sobre el dolor han aceptado que éste posee una dimensión cognitiva y emocional (es recomendable ver la interesante revisión al respecto de Loeser y Melzack, 1999) . El dolor es una percepción compleja, intrínsecamente estresante, donde elementos de diversa naturaleza pueden desempeñar un papel relevante, según cada persona en cada crisis o episodio. La interacción de estos elementos puede dar lugar a la cronificación de una experiencia esencialmente psicosomática, que en muchos casos parece inexplicable. El sistema límbico y la formación reticular proporcionan la cualidad desagradable del dolor, cuya función es estresar al sujeto para motivarlo a salvaguardar la integridad del organismo. Cumple por tanto una función adaptativa fundamental. No es de extrañar que las emociones asociadas al dolor sean las mismas que las relacionadas con el estrés, ya que podríamos decir que el dolor es un tipo particular de estrés. Dos de ellas, sin ser las únicas, han sido mencionadas con más frecuencia; son la ansiedad y la depresión (propiamente deberíamos decir tristeza). La asociación de estas dos emociones con el dolor crónico ha recibido mucho respaldo empírico y experimental (Cathcart y Pritchard, 1998; McCracken y cols., 1992; Osman y cols., 1993; Larsen y cols., 1997; Kearney y cols., 1994; Rudy y cols., 1988). Sin embargo, la naturaleza de dicha relación es compleja. En el caso de la ansiedad, por ejemplo, algunos estudios experimentales (Al Absi y Rokke, 1991; Arntz y cols., 1994) han demostrado una asociación, cuando menos bidireccional. Es decir, la ansiedad puede potenciar el dolor, pero también puede que no, e incluso puede disminuirlo. En efecto, la observación de que altos niveles de ansiedad como los de las situaciones de lucha/huida han inhibido el dolor mientras que otras acciones del organismo eran prioritarias para la supervivencia (fenómeno conocido como analgesia inducida por estrés), ha inspirado la investigación al respecto. Las conclusiones apuntan a que la ansiedad potencia el dolor si es relevante para éste, es decir, si tiene que ver con él; por contra, si es irrelevante o procede de situaciones no relacionadas con él, no sólo no lo incrementa, sino que puede disminuirlo. En el caso de la tristeza, estudios longitudinales revelan idéntica bidireccionalidad, comprobada fundamentalmente en la depresión mayor (Breslau y cols. ,1994; Lipton y Silberstein, 1994; Merikangas, 1993). Descartada la causalidad simple dolor-tristeza o viceversa, se desconoce si un mismo factor de riesgo (ej. disregulación sistema serotonérgico) es el responsable de la comorbilidad, o si cada trastorno probabilita la aparición del otro por mecanismos diferentes. Desde las aproximaciones psicológicas, la influencia de los modelos cognitivos en las últimas décadas ha contribuido a orientar la investigación hacia esquemas, atribuciones, creencias, expectativas, lenguaje interno y otras variables de naturaleza cognitiva diversa (estructuras, contenidos, procesos o productos cognitivos). Este énfasis no ha sido casual, pues estos elementos han demostrado su capacidad regulatoria en el resto de procesos psicológicos. Ello ha ocurrido también en el caso del dolor crónico, donde es importante comprender qué y cómo piensa el individuo para explicar cómo vive el dolor en todas sus facetas (sensaciones, emociones, motivos, conductas, etc.). El lenguaje interno relacionado con el dolor influye tanto en la generación de valoraciones estresantes como en su manejo. Parte de la investigación sobre dolor crónico ha considerado estos aspectos. Es el caso de las creencias irracionales (Lefebvre, 1981; Williams y Thorn, 1989); o el habla interna (Gil y cols., 1990; Boston y cols., 1989; Hursey y Jacks, 1992). Dentro de objetivos más ambiciosos que pretendían explorar la relevancia de diversos procesos cognitivos en la experiencia de dolor crónico (Cano García, 2001), nos planteamos la necesidad de contar con instrumentos válidos y fiables para evaluar el contenido cognitivo ansiógeno y depresógeno implícito en dicha experiencia. Sin embargo, no encontramos ninguno que sirviese específicamente para nuestro propósito. Si acaso, la Pain Anxiety Symptoms Scale (PASS) (McCracken y cols., 1992), podría hacerlo parcialmente, pero lo descartamos porque no medía estrictamente las variables que nos interesaban. Finalmente nos inclinamos por el Cuestionario de Automanifestaciones Ansiosas (Anxious Self-Statements Scale, ASSQ, Kendall y Hollon, 1989) y por el Cuestionario de Pensamientos Automáticos (Automatic Thoughts Questionnaire, ATQ, Hollon y Kendall, 1980) porque evaluaban exclusivamente el contenido cognitivo de la emoción y habían sido utilizados en nuestro país con éxito en otras áreas de la salud (Belloch, 1990; Revuelta, 1994, 1995). El ASSQ fue desarrollado por Kendall y Hollon (1989) a partir de una muestra de 508 estudiantes universitarios con el fin de investigar el lenguaje interno asociado a la ansiedad, para: a) identificar aquél que discrimina entre sujetos de alta y baja ansiedad; b) evaluar el grado en que la valoración del estrés eleva el lenguaje interno ansioso; y c) evaluar la terapia de los trastornos por ansiedad. Los ítems se generaron solicitando a los participantes que registraran literalmente sus primeros pensamientos asociados a alguna experiencia provocadora de ansiedad. Se obtuvieron 100 ítems, que pasaron por un proceso de selección y validación cruzada, hasta convertirse en los 32 definitivos. El análisis factorial (componentes principales con rotación varimax) reveló una estructura de tres factores que explican el 53,4% de la varianza (44,1%, 5,8% y 4,5%). El instrumento discriminó fiablemente entre sujetos de alta y baja ansiedad. Algunos estudios han utilizado el ASSQ, demostrando sus propiedades psicométricas (Smari, 1991; Siegert, 1992; Safren, 2000). Revuelta (1994, 1995) ha adaptado el ASSQ a nuestra población, manteniendo el mismo formato en el contenido de los ítems, así como el orden (salvo que se intercambian los ítems 15 y 25 para evitar confusiones al utilizar el mismo verbo). También mantuvo el formato de respuesta. Los sujetos utilizados por Revuelta fueron 207 estudiantes universitarios de Sevilla y Huelva. El análisis factorial (componentes principales con rotación varimax) reveló una estructura de seis factores que explicaron el 64,8% de la varianza total: a) Incapacidad para mantener el afrontamiento y punto de vista negativo sobre el futuro (12 ítems; 42,8% de la varianza explicada); b) Autocrítica y confusión (4 ítems; 6,8% de la varianza explicada); c) Preocupación por el futuro (4 ítems; 4,7% de la varianza explicada); d) Duda y cuestionamiento personal (7 ítems, 3,7% de la varianza explicada); e) Frustración y sentimiento de culpa (3 ítems; 3,6% de la varianza explicada); y f) Deseo y necesidad de ser ayudado (2 ítems; 3,2% de la varianza explicada). El instrumento mostró unos índices de fiabilidad elevados (α de Cronbach=0,95), así como una validez concurrente significativa (p<0,001) utilizando el STAI-E (r=0,67) y el STAI-R (r=0,76). Los 32 ítems y la puntuación total del ASSQ discriminaron entre los grupos criterio de ansiosos frente a los normales, basados en las puntuaciones del STAI. El ATQ fue construido por Hollon y Kendall (1980) mediante el mismo procedimiento que el ASSQ, es decir, pidiendo a un grupo de estudiantes, en este caso 788, que anotaran los pensamientos que hubieran pasado por sus cabezas en una experiencia vivida por ellos como depresiva. Tras un proceso de selección se obtuvieron 100 ítems a los que respondió una submuestra de 348 sujetos, de cuyas respuestas se obtuvieron los 30 ítems definitivos. El ATQ reveló una estructura de 4 factores que explicaron el 59% de la varianza, una alta fiabilidad (α de Cronbach= 0,96) y una validez concurrente adecuada con el IDB y el MMPI-D. Las propiedades psicométricas del ATQ fueron comprobadas en diversos estudios desde su aparición (Harrell, y Ryon, 1983; Dobson y Breiter, 1983; Hollon, y cols., 1986; Hill y cols., 1989; Kauth y Zettle, 1990; Joseph, 1994), y en diferentes contextos socioculturales como Nueva Zelanda (Siegert y cols., 1992), China (Cao y cols., 2001) o Turquía (Sahin y Sahin, 1992). Incluso ha sido utilizado como criterio de validez concurrente para otras pruebas (Netemeyer y cols., 2002; Ibañez y cols., 2000; Ietsugu y Kodama, 1999; Ulusoy y cols., 1998; Huprich y cols., 1996). Belloch, Baños y Perpiñá (1990) realizaron una adaptación del ATQ en nuestro país con una muestra de 180 mujeres (60 deprimidas, 60 asmáticas y 60 normales), que posteriormente ha utilizado Revuelta (1994), conservando el mismo formato, con 194 estudiantes universitarios de Sevilla y Huelva. El análisis factorial (componentes principales con rotación varimax) mostró una solución pentafactorial que explicó el 59,6% de la varianza total: a) Expectativas y autoconcepto negativo (8 ítems, 40,4% de la varianza explicada); b) Mala adaptación y deseo de cambio (5 ítems; 6,2% de la varianza explicada); c) Baja autoestima y sensación de impotencia (7 ítems, 5% de la varianza explicada); d) Desorientación y desamparo (5 ítems, 4,4% de la varianza explicada); y e) Autorreproches, deseo de mejora y fatalismo ( 5 ítems; 3,6% de la varianza explicada). El ATQ se reveló como un instrumento fiable (α de Cronbach=0,95) y válido, al obtener correlaciones significativas (p<0,001) con el IDB (r=0,74) y el MMPI-D (r=0,68). No obstante apareció una dificultad en cuanto a la validez discriminativa, y es la alta correlación con medidas de ansiedad (con el ASSQ, r=0,87; con el STAI-E, r=0,62; con el STAI-R, r=0,73). Éste es, como afirma Revuelta, un punto débil en la investigación del lenguaje interno: se desconoce si los pensamientos contenidos en ASSQ y ATQ reflejan un constructo más amplio que contenga ansiedad y depresión, o es que los dos fenómenos no están bien delimitados teóricamente. Por último, Revuelta (1994 y 1995) ha utilizado con éxito ambos instrumentos para explorar la relevancia del lenguaje interno en el estado de salud de pacientes coronarios. Método Sujetos La muestra total la componen 205 casos de dolor crónico reclutados en tres centros de la ciudad de Sevilla. Dos de ellos son de atención primaria, concretamente los Centros de Salud de Montequinto y Torreblanca. El tercero es la Unidad de Dolor del hospital Virgen del Rocío. El 33% de los diagnósticos fue de migraña (fundamentalmente migraña sin aura); el 24% de cefalea tensional crónica; el 24% de dolor de origen muscular (fundamentalmente fibromialgia y lumbalgia); y el 19% de dolor de origen óseo (básicamente artrosis y artritis). El 86% de la muestra fueron mujeres; la edad media fue de 41 (±10) años; y la renta per cápita media 3982 (±4911) euros. El 83% estaban casados, el 11% solteros y el 6% en situación diferente de las anteriores. Un 21% de los sujetos no poseía ningún nivel académico, un 46% estudios de EGB, un 22% BUP o FP y un 11% estudios universitarios. Un 47% eran amas de casa, un 29% trabajaba, un 14% se encontraba en situación de invalidez provisional o permanente, un 5% estudiaba, y un 5% se encontraba desempleado. La duración media del trastorno fue de 12,5 (±10,3) años; la duración media de los episodios de dolor fue de 24 (±16) horas; la intensidad media del dolor de 6,7 (±1,9) sobre un máximo de 10 en una escala visual analógica; la frecuencia media fue de 18,6 (±12,2) episodios al mes; el promedio de analgésicos diarios de 1,9 (±2,1); el de ansiolíticos diarios 0,42 (±0,9); y el de antidepresivos diarios de 0,12 (±0,6). Material Utilizamos las adaptaciones de ASSQ y ATQ realizadas por Revuelta (1994 y 1995). En cuanto al primer instrumento, hemos conservado el orden y el sistema de puntuación de los ítems, pero hemos realizado dos pequeñas modificaciones en el contenido para hacer el cuestionario más comprensible a nuestras muestras tras las dificultades encontradas en la fase de prueba: el ítem original “11. ¿Podré superar estas incertidumbres?” ha sido sustituido por “11. ¿Podré superar estas dudas?”; y el ítem original “12. ¿Cómo me comportaré?” ha sido sustituido por “12. ¿Cómo reaccionaré?”. En cuanto al segundo, hemos utilizado la versión utilizada por Revuelta en contenido, orden y puntuación de los ítems. En ambos cuestionarios el sujeto debe responder a la pregunta genérica: “¿Con que frecuencia le han asaltado los siguientes pensamientos durante la última semana?”. En nuestro trabajo hemos añadido la expresión “...en relación con el dolor” a fin de que el sujeto contextualizara su respuesta. Ésta se estructuraba según una escala tipo Likert con cinco alternativas: “1= Nunca”; “2= Alguna vez”; “3= Bastantes veces”; “4= Muy a menudo”; “5= Todo el tiempo”, que ha sido utilizada en todos los trabajos revisados desde las versiones originales. Junto a estos dos instrumentos se utilizaron otros que nos permitieron realizar una evaluación exhaustiva de diferentes aspectos implicados en el dolor crónico. El primero de ellos fue una historia clínica, elaborada ad hoc para evaluar los parámetros sensoriales del dolor. El resto fueron instrumentos adaptados por nosotros (Cano García, 2001) para valorar distintos procesos psicológicos: el Inventario de Pensamientos Negativos en Respuesta al Dolor (INTRP) de Gil y cols. (1990); el Cuestionario de Conductas de Dolor (PBQ), desarrollado por Appelbaum et al. (1988); el Cuestionario de Estrategias de Afrontamiento del dolor (CSQ) desarrollado por Rosenstiel y Keefe (1983); la Escala de Locus de Control en Cefaleas (HSLC) de Martin y cols. (1990); y la Escala de Autoeficacia Percibida para las Cefaleas (HSES) de Martin y cols. (1993). Estos dos últimos fueron adaptados para permitir la evaluación, no sólo de cefaleas, sino de cualquier tipo de dolor crónico. Procedimiento Para comprobar la validez de ASSQ y ATQ utilizamos dos tipos de procedimientos: el análisis factorial y la asociación con distintas medidas y variables. En los análisis factoriales, la extracción de factores se realizó por el procedimiento de Componentes Principales (autovalores por encima de 1), en el que las variables son combinaciones lineales exactas de los factores. Tras la extracción se realizó una rotación Varimax (comunalidades estimadas por iteración, como máximo 25), descartando las cargas factoriales inferiores a 0,30. Este tipo de rotación es ortogonal y su objetivo es simplificar la interpretación de los factores. Los factores obtenidos se convirtieron en variables sumando las puntuaciones de los ítems correspondientes. En cuanto a la asociación con otras medidas, esperábamos encontrar correlaciones significativas (r de Pearson) tanto con parámetros sensoriales como psicológicos del dolor. De esta forma, tanto el lenguaje interno ansiógeno como el depresógeno debería ser indicativo de mayores niveles de intensidad, frecuencia y duración del dolor, así como de mayor utilización de medicación. Este lenguaje debería correlacionar positivamente con pensamientos negativos automáticos, exhibición de conductas de dolor, utilización de estrategias de afrontamiento pasivas y “desadaptativas”, y un lugar de control externo por azar. Por contra debería correlacionar negativamente con el uso de estrategias de manejo activas y “adaptativas”, un lugar de control interno y elevadas expectativas de autoeficacia. En este punto, también nos interesó comprobar las correlaciones entre sí de las medidas de lenguaje interno. Para determinar la fiabilidad de ASSQ y ATQ se han utilizado otros dos procedimientos: el coeficiente α de Cronbach y la división en dos mitades (índice de igual longitud de Spearman Brown). Resultados Validez y fiabilidad del ASSQ El análisis factorial de los ítems del ASSQ mostró una estructura de cuatro factores que explicaron el 60,7% de la varianza total, respectivamente el 46%; 5,5%; 4,8% y 4,4%. Esta estructura factorial puede apreciarse en la Tabla 1. Nuestro primer factor fue muy similar al de Revuelta (1995), explicando, como en su estudio, tres cuartos de la varianza total. Sólo dos ítems no coincidieron: el 9 y el 29, que cargaron en nuestro primer factor y en el segundo suyo, mientras que en el 13 y el 16 ocurrió a la inversa. Hemos cambiado su denominación de Sensación de Falta de Control por la de Intolerabilidad, porque nos parecía que reflejaba de forma más certera y simple el contenido de los ítems. Nuestro segundo factor incluye todos los ítems de dos de los factores de Revuelta (1995) – además de los ítems 2 y 13-, que él denomina Preocupación por el Futuro y Deseo y Necesidad de Ser Ayudado. Nosotros mantenemos la primera denominación, Preocupación por el Futuro, por parecernos más representativa y general, englobando el sentido de todos los ítems. Nuestro tercer factor incluye todos los ítems del quinto factor de Revuelta (1995) (Frustración y Sentimientos de Culpa) y la mitad de los del segundo (Autocrítica y Confusión), además de los ítems 3 y 16. Nosotros lo denominamos Culpa y Confusión, integrando así el sentido de los dos factores citados. Por último, nuestro cuarto factor coincide en gran medida con el cuarto de Revuelta (1995), al que denomina Duda o Cuestionamiento Personal. Nosotros hemos preferido llamarle Dudas sobre la Autoeficacia para concretar un poco más el objeto de tal duda, pues en nuestra muestra los pacientes interpretaban los ítems en relación con su trastorno. Tabla 1. Estructura factorial del Cuestionario de Automanifestaciones Ansiosas (ASSQ). FACTORES I II III IV Factor I : Intolerabilidad 31. No p uedo más 0 , 8 23. No p uedo a g uantarlo 0 , 8 26. No lo a g uanto más 0 , 7 06. No lo so p orto 0 , 7 09. No debería sentirme así 0 , 6 14. No p uedo su p erarlo 0 , 6 29. No q uiero sentirme así 0 , 6 24. O j alá p udiera esca p a r 0 , 5 27. O j alá q ue no me vuelva loco 0 , 5 32. No terminaré nunca 0 , 4 08. O j alá me muriera 0 , 4 15. No p uedo esca p ar 0 , 4 Factor II : Preocu p ación p or el futuro 04. ¿ Qué vo y a hacer? 0 , 7 01. ¿ Qué vo y a hacer con mi vida? 0 , 7 07. ¿ A q uién p uedo acudir? 0 , 6 30. ¿ Qué va a p asar ahora? 0 , 6 22. ¿ Qué será de mí? 0 , 6 10. Necesito a y uda 0 , 5 13. Creo q ue q uiero llorar 0 , 4 02. No lo vo y a lo g ra r 0 , 4 Factor III : Cul p a y confusión 17. Es cul p a mía 0 , 6 28. Me p re g unto si p arezco tan tonto como 0 , 6 03. ¿ Qué p ensará la g ente de mí? 0 , 6 20. No p uedo hacer nada bien 0 , 5 1 9 . N o l e gus t o ni l e im po rt o a n ad i e 0,5 16. Quiero defenderme p ero me da miedo 0 , 5 21. Me siento totalmente confuso 0 , 4 Factor IV : Dudas sobre la autoeficacia 11. ¿ Podré su p erar estas dudas? 0 , 7 25. ¿ Lo su p eraré? 0 , 7 18. ¿ Lo vo y a lo g rar? 0 , 7 05. ¿ Podré conse g uirlo? 0 , 6 12. ¿ Cómo reaccionaré? 0 , 5 Los coeficientes α de Cronbach obtenidos fueron, respectivamente: 0,94; 0,89; 0,82 y 0,86, todos ellos significativos (prueba F) para una p<0,01. Los resultados obtenidos por el procedimiento de división en dos mitades también fueron todos ellos significativos (prueba F, p<0,01). En concreto se obtuvieron coeficientes de Spearman Brown, respectivamente, de 0,92 para el factor I; 0,89 para el factor II; 0,83 para el factor III; y 0,81 para el factor IV. En la Tabla 2 pueden apreciarse los resultados referidos a la asociación de las automanifestaciones ansiosas con los diferentes parámetros sensoriales y psicológicos del dolor. En cuanto a los parámetros sensoriales, se produjeron doce correlaciones significativas con coeficientes desde 0,18 a 0,39, destacando la intensidad del dolor, pero sin aparecer la duración. De los cuatro tipos de automanifestaciones, la preocupación por el futuro y la culpa-confusión presentan mayores asociaciones con la sensación dolorosa que las otras dos. Por lo que respecta a los procesos psicológicos, destacan las correlaciones significativas de todas las formas de automanifestaciones ansiosas con todos los tipos de pensamientos automáticos (entre 0,29 y 0,71). También aparecen catorce correlaciones significativas con conductas de dolor (de 0,17 a 0,53), especialmente las quejas no verbales y la evitación de actividades. Con respecto a las estrategias de manejo, se produjeron otras catorce correlaciones significativas: dos de las estrategias pasivas, catastrofizar y rezar correlacionan positivamente, mientras que otras dos, más activas, como darse autoinstrucciones e ignorar el dolor, lo hacen negativamente (correlaciones de –0,29 a 0,79). En cuanto al lugar de control, la asociación más intensa se produce con el lugar de control por azar, pero también aparecen correlaciones, aunque más modestas, con lugar de control interno y por profesionales de la salud (de 0,15 a 0,53). Por último, aunque no en todos los tipos de automanifestaciones, el lenguaje interno ansiógeno se relaciona con bajas expectativas de autoeficacia percibida (de –0,16 a –0,26). Tabla 2. Asociación de las automanifestaciones ansiosas (ASSQ) con otras medidas. Intolerabilidad Preocupación por el futuro Culpa y confusión Dudas sobre la autoeficacia Parámetros del dolor Intensidad 0,37** 0,27** 0,26** 0,21** Frecuencia 0,10 0,39** 0,18** 0,07 Ansiolíticos diarios 0,07 0,19** 0,19** 0,05 Pensamientos negativos Pensamientos negativos generales 0,65** 0,62** 0,65** 0,46** Pensamientos sociales negativos 0,38** 0,45** 0,52** 0,37** Pensamientos de discapacidad 0,54** 0,61** 0,55** 0,29** Pensamientos de falta de control 0,71** 0,60** 0,54** 0,48** Pensamientos de autoinculpación 0,33** 0,36** 0,50** 0,34** Conductas de dolor Queja no verbal 0,49** 0,53** 0,42** 0,29** Evitación de estímulos 0,29** 0,11 0,21** 0,22** Queja verbal 0,21** 0,17* 0,24** 0,03 Evitación de actividades 0,27** 0,25** 0,22** 0,12** Estrategias de afrontamiento Catastrofización 0,79** 0,64** 0,59** 0,55** Darse autoinstrucciones -0,23** -0,15* -0,16* -0,03 Ignorar el dolor -0,29** -0,27** -0,17* -0,06 Tener fe y rezar 0,35** 0,37** 0,29** 0,24** Lugar de control Interno 0,15* 0,15* 0,22** 0,04 Azar 0,53** 0,48** 0,42** 0,34** Profesionales de la salud 0,17* 0,22** 0,15* 0,16* Expectativas de autoeficacia Alto nivel de eficacia percibida -0,19** -0,26** -0,16* -0,05 ** p<0,01; * p<0,05 Validez y fiabilidad del ATQ El análisis factorial del ATQ reveló una solución de cuatro factores que explicaron el 66,8% de la varianza (53,4%, 5,3%, 4,4% y 3,6%, respectivamente). Dicha estructura se aprecia en la Tabla 3. Los factores se denominaron, respectivamente: Autoconcepto Negativo; Indefensión; Mala Adaptación; y Autorreproches. Los ítems 10 y 16, inicialmente en el factor I, se han desviado, respectivamente, a los factores II y IV. Se ha tomado esta decisión porque: a) los ítems son más compatibles teóricamente con los factores destino (“10. Soy tan decepcionante hasta para mí mismo” a IV-Autorreproches; y “16. No consigo poner en orden mis cosas” a II-Indefensión); b) la diferencia en el peso factorial en unos y otros factores es pequeña; y c) la consistencia interna de los factores II y IV aumenta ligeramente (de α=0,92 a α=0,93 y de α=0,82 a α=0,85, respectivamente), mientras que la del factor I queda prácticamente igual (de α=0,95 a α=0,94). Con respecto a la estructura factorial obtenida por Revuelta (1994) se han mantenido los factores Mala Adaptación y Autorreproches (a excepción del ítem 1), pero los ítems correspondientes a tres factores de su estudio (Expectativas y Autoconcepto Negativo; Baja Autoestima y Sensación de Impotencia; y Desorientación y Desamparo) se han distribuido en dos de los nuestros: Autoconcepto Negativo e Indefensión. Hemos elegido estas denominaciones por breves y porque creemos que se ajustan mejor a los nuevos contenidos de los factores. Tabla 3: Estructura factorial del Cuestionario de Pensamientos Automáticos (ATQ). I II III IV Factor I: Autoconcepto negativo 19. ¡Cuánto me gustaría poder desaparecer! 0,75 29. Ya no vale la pena 0,74 17. Me odio 0,73 23. Soy un fracasado 0,67 22. Mi vida es un desastre 0,65 13. Me siento incapaz de comenzar de nuevo 0,65 15. Quisiera estar lejos de aquí, en otro sitio 0,63 21. Soy un perdedor 0,61 11. Ya nada me parece bien 0,57 Factor II: Indefensión 25. Me siento tan impotente, tan desamparado 0,73 28. Mi futuro es un desierto 0,63 18. Soy un inútil, no valgo para nada 0,60 12. No puedo más 0,59 Hursey, K.G. y Jacks, D. (1992). Fear of pain in recurrent headache sufferers. Headache, 32, 283- 286. Ibáñez, I., González, M., Fernández Valdés, A., López Curbelo, M., Rodríguez, M. y García, C.D. (2000). El Cuestionario de Preocupación y Ansiedad. Un instrumento para la evaluación del trastorno de ansiedad generalizada. Ansiedad y Estrés, 6(2-3), 203-221. Ietsugu, T. y Kodama, M. (1999). Development of a new Depressogenic Schemata Scale (DSS). Japanese Journal of Health Psychology, 12(2), 37-46. Joseph, S. (1994). Subscales of the Automatic Thoughts Questionnaire. Journal of Genetic Psychology, 155(3), 367-368. Kauth, M.R. y Zettle, R.D. (1990). Validation of depression measures in adolescent populations. Journal of Clinical Psychology, 46(3), 291-295. Kearney, J.M., Holm, J.E. y Kearney, M.L. (1994). Chronic tension-type headache: an investigation of the appraisal process. Headache, 34, 351-356. Kendall, P.C. y Hollon, S.D. (1989). Anxious self-talk: Development of the Anxious Self-Statements Questionnaire (ASSQ). Cognitive Therapy and Research, 13(1), 81-93. Larsen, D.W., Taylor, S. y Asmundson, G.J.G. (1997). Exploratory factor analysis of the Pain Anxiety Symptoms Scale in patients with chronic pain complaints. Pain, 69, 27-34. Lazarus, R.S. (2000). Estrés y emoción. Manejo e implicaciones en nuestra salud. Bilbao. DDB. Lefebvre, M.F. (1981). Cognitive distortion and cognitive errors in depressed psychiatric and low back pain patients. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 49(4), 517-525. Lipton, R.B. y Silberstein, S.D. (1994). Why study the comorbidity of migraine? Neurology, 44 (suppl. 7), S4-S5. Loeser, J.D. y Melzack, R. (1999). Pain: An overview. Lancet, 353, 1607-1609. Martin, N.J., Holroyd, K.A. y Penzien, D.B. (1990). The Headache-Specific Locus of Control Scale: Adaptation to recurrent headaches. Headache, 30, 729-734. Martin, N.J., Holroyd, K.A. y Rokicki, L.A. (1993). The Headache Self-Efficacy Scale: Adaptation to recurrent headaches. Headache, 33, 244-248. McCracken, L.M., Zayfert, C. y Gross, R.T. (1992). The Pain Anxiety Symptoms Scale: development and validation of a scale to measure fear of pain. Pain, 50, 67-73. Melzack, R. y Wall, P.D. (1965). Pain mechanisms: a new theory. Science, 150, 971-979. Merikangas, K.R., Frances, A. (1993). Development of diagnostic criteria for headache syndromes: lessons from psychiatry. Cephalalgia, 13(suppl. 12), 34-38. Netemeyer, R.G., Williamson, D.A., Burton, S., Biswas, D., Jindal, S., Landreth, S., Mills, G. y Primeaux, S. (2002). Psychometric properties of shortened versions of the Automatic Thoughts Questionnaire. Educational and Psychological Measurement, 62(1), 111-129. Osman, A., Barrios, F.X., Osman, J.R., Schneekloth, R. y Troutman, J.A (1994). The pain anxiety symptoms scale: psychometric properties in a community sample. Journal of Behavioral Medicine, 17(5), 511-522. Revuelta Pérez, F. (1994). Enfermedad coronaria y patrón de conducta tipo A: lenguaje interno y atribuciones causales. Tesis doctoral no publicada. Universidad de Sevilla. Revuelta Pérez, F. (1995). Adaptación al español del "Cuestionario de Auto-Manifestaciones ansiosas" (Anxious Self-Statements Questionnaire (ASSQ)) de Kendall y Hollon (1989). Análisis y Modificación de Conducta, 21(78), 547-570. Reynolds D.V. (1969). Surgery in th rat during electrical analgesia induced by focal brain stimulation. Science, 164, 444-445. Rosenstiel, A.K. y Keefe, F.J. (1983). The use of cognitive coping strategies in chronic low back pain patients: Relationship to patient characteristics and current adjustment. Pain, 17, 33-44. Rudy, T.E., Kerns, R.D. y Turk, D.C. (1988). Chronic pain and depression: toward a cognitivebehavioral mediation model. Pain, 35, 129-140. Safren, S.A., Heimberg, R.G., Lerner, J., Henin, A., Warman, M. y Kendall, P.C. (2000). Differentiating anxious and depressive self-statements. Combined factor structure of the Anxious Self-Statements Questionnaire and the Automatic Thoughts Questionnaire-Revised. Cognitive Therapy and Research, 24(3), 327-344. Sahin, N.H. y Sahin, N. (1992). Reliability and validity of the Turkish version of the Automatic Thoughts Questionnaire. Journal of Clinical Psychology, 48(3), 334-340. Siegert, R.J., Walkey, F.H. y Taylor, A.J. (1992). Anxiety, depression and cognitive self-statements. A factor analytic study. New Zealand Journal of Psychology, 21(2), 49-55. Smari, J. (1991). Private self-consciousness. Does it influence convergent and discriminant validity of self-reported anxiety and depression? Psychological-Reports, 68 (3, Pt 1), 711-718. Ulusoy, M. y Sahin, N.H. (1998). Turkish version of the Beck Anxiety Inventory. Psychometric properties. Journal of Cognitive Psychotherapy, 12(2), 153-162. Williams, D.A. y Thorn, B.E. (1989). An empirical assessment of pain beliefs. Pain, 36, 351-358.