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Propiedades psicometricas de la version espanola del Obsessive Belief Questionnaire-Children Version (OBQ-CV) en una muestra no clinica.

Psychometric properties of the Spanish version of the Obsessive Belief Questionnaire-Children's Version in a non-clinical sample.

El trastorno obsesivo-compulsivo (TOC) infantil es un problema poco frecuente pero que produce un deterioro importante en el funcionamiento academico, social y familiar de los ninos afectados (Piacentini, Bergman, Keller y McCracken, 2003). Ademas, un porcentaje alto de adultos con TOC localizan el origen de sus sintomas a edades tempranas (Eichstedt y Arnold, 2001), siendo frecuente en la poblacion general la ocurrencia de obsesiones y compulsiones que no alcanzan el nivel de trastorno clinico, pero que afectan la vida de la persona (Fullana et al., 2009). Debido a estos motivos, en los ultimos anos se ha producido un incremento en el numero de trabajos relacionados con el TOC infantil, en general, y con sus factores potenciales de vulnerabilidad cognitiva, en particular.

Los principales modelos cognitivos del TOC postulan que las personas que poseen ciertas creencias disfuncionales valoraran la ocurrencia de los pensamientos intrusos (comunes en la mayoria de los individuos) como algo altamente significativo. Esta valoracion magnificada hace que dichas intrusiones terminen por convertirse en obsesiones (Obsessive Compulsive Cogntitions Working Group [OCCWG], 1997; Rachman, 1997; Salkovskis, 1985). En opinion del OCCWG (1997), pueden diferenciarse seis dominios de creencias obsesivas disfuncionales, segun su contenido: responsabilidad sobredimensionada, sobre-estimacion de la amenaza, perfeccionismo, intolerancia a la incertidumbre, importancia de los pensamientos e importancia del control de los pensamientos.

Diversas investigaciones han comprobado que existe una relacion significativa entre medidas de creencias disfuncionales y medidas de sintomas obsesivo-compulsivos en ninos (v.g., Muris, Meesters, Rassin, Merckelbach y Campbell, 2001; Reynolds y Reeves, 2008). Sin embargo, a la hora de averiguar si estos constructos estan especificamente relacionados con el TOC o si estan asociados de un modo mas general con la psicopatologia y el afecto negativo, los resultados son poco consistentes, tanto en estudios correlacionales (v.g., Barret y Healy, 2003; Libby, Reynolds, Derisley y Clark, 2004), como en estudios que han manipulado experimentalmente estas creencias (Barrett y Healy-Farrell, 2003; Reeves, Reynolds, Coker y Wilson, 2010).

Determinar si estos constructos estan relacionados con sintomas obsesivo-compulsivos y concretar la importancia relativa de cada creencia es importante, puesto que ayudaria a disenar terapias psicologicas mas eficaces. No obstante, algunas de estas investigaciones han empleado medidas idiograficas o bien instrumentos que no han sido validados en jovenes, por lo que es dificil determinar si la falta de consistencia entre los resultados se debe al uso de instrumentos vinculados a distintos metodos de medida. Por otro lado, de cara al estudio de los modelos cognitivos en diferentes estadios evolutivos (v.g., Farrell y Barrett, 2006), seria util contar con una medida que evaluase distintos dominios de creencias y que, ademas, estuviese disponible tanto en poblacion adulta como infantil. La unica prueba disponible hasta el momento que cumple estos requisitos es el Obsessive Belief Questionnaire (OBQ-44).

El OBQ-44 se creo como una prueba para adultos (OCCWG, 2005), aunque posteriormente Coles et al. (2010) la han adaptado en poblacion infanto-juvenil (Obsessive Belief Questionnaire-Children Version; OBQ-CV). En ambos casos, el OBQ esta formado por tres dominios de creencias: Responsabilidad/Estimacion de la amenaza, Perfeccionismo/Incertidumbre e Importancia/Control de los pensamientos. Los estudios realizados con ambas versiones han aportado evidencias que avalan su validez y fiabilidad. No obstante, los analisis de la estructura del cuestionario de adultos han aportado diversas soluciones factoriales. Mientras algunos autores han encontrado tres factores (v.g., OCCWG, 2005; Julien et al., 2008), otros han hallado una composicion de cuatro factores (v.g., Myers, Fisher y Wells, 2008). En el unico estudio publicado hasta la fecha sobre la estructura factorial del OBQ-CV se han obtenido cuatro factores (Wolters et al., 2011).

La adaptacion infantil, OBQ-CV, ha consistido principalmente en adecuar expresiones y vocabulario al nivel evolutivo de los ninos, asi como en reducir el formato de respuesta de siete a cinco puntos. En los analisis que se han realizado hasta el momento las puntuaciones del OBQ-CV han presentado una buena consistencia interna (OBQtotal, [alfa] = 0,95-0,96; Responsabilidad/Estimacion, [alfa] = 0,89-0,91; Perfeccionismo/Incertidumbre, [alfa] = 0,88-0,94; Importancia/Control, [alfa] = 0,81-0,91) y fiabilidad test-retest (OBQ total r = 0,72-0,88; Responsabilidad/Estimacion, r = 0,66-0,84; Perfeccionismo/Incertidumbre, r = 0,66-0,81; Importancia/Control = 0,69-0,91) (Coles et al., 2010; Wolters et al., 2011). Por otro lado, estas correlacionan de forma moderada con sintomas obsesivo-compulsivos.

Aunque la version espanola del OBQ-44 para adultos (Ruiz, Gavino y Godoy, 2008) puede aplicarse en adolescentes a partir de los 12 anos (Fonseca et al., 2009), no existe una adaptacion espanola en ninos y adolescentes.

El objetivo de este trabajo ha sido adaptar y validar el OBQ-CV en una muestra de ninos y adolescentes espanoles, asi como estudiar la fiabilidad y validez de sus puntuaciones.

Con respecto al tipo de poblacion empleada en este estudio, cabe destacar que diversas investigaciones han mostrado que los fenomenos relacionados con el TOC estan presentes en poblacion no clinica y que los sintomas obsesivo-compulsivos subclinicos son similares en contenido y estructura a los mas severos (Gibbs, 1996). Esto nos sugiere que la distincion entre sintomas obsesivo-compulsivos diagnosticables y no diagnosticables es una cuestion de grado y, por tanto, que el uso de muestras amplias de no clinicos puede ser un metodo plausible para entender mejor el funcionamiento del OBQ-CV.

Metodo

Participantes

En el presente estudio participaron 1.907 estudiantes, elegidos por conveniencia y pertenecientes a 16 centros de Educacion Primaria (21,2%) y Secundaria (78,8%) de la provincia de Malaga. Los escolares tenian edades comprendidas entre 9 y 19 anos (M = 13,26, D.T. = 1,86), siendo el 50,6% mujeres, con aproximadamente 200 estudiantes en cada grupo de edad, excepto en el de 9 anos, donde habia 16 y en el de 18-19, donde habia 4. Practicamente todos pertenecian a la clase media (mandos medios o diplomados) 0 media baja (operarios y pequenos comerciantes). Entre dos y tres semanas despues del test, 144 participantes realizaron un retest.

Instrumentos

Cuestionario de Creencias Obsesivas-Version Infantil (OBQ-CV, Coles et al., 2010). Esta formado por 44 items distribuidos en tres subescalas: Responsabilidad/Estimacion de la amenaza; Perfeccionismo/Intolerancia a la incertidumbre e Importancia/Control de los pensamientos. Se responde en un formato de cinco opciones (desde 1 a 5). La version en ingles fue traducida al espanol de acuerdo con el metodo de traduccion y retrotraduccion (Hambleton, Merenda y Spielberger, 2005) y de forma semejante a la descrita por Balluerka, Gorostiaga, Alonso y Haranburu (2007), comprobandose su adecuacion en varias muestras piloto. La prueba completa en su version espanola puede obtenerse en rnarjona@uma.es.

Cuestionario de Fusion Pensamiento-Accion para Adolescentes (TAF-A; Muris et al., 2001). Este autoinforme consta de 15 items, agrupados en dos escalas: TAF-Moralidad y TAF-Probabilidad. En la adaptacion espanola, las puntuaciones tuvieron una consistencia interna adecuada ([alfa] = 0,90), asi como buena validez convergente y divergente (Fernandez-Llebres, Godoy y Gavino, 2010).

Escala Multidimensional de Perfeccionismo (MPS; Frost y Marten, 1990; version espanola de Gelabert et al., 2011). Esta constituido por 35 items que miden perfeccionismo. En la presente investigacion solo se utilizaron la puntuacion total ([alfa] = 0,93) y la escala Preocupacion por los errores ([alfa] = 0,86), ya que es la que mas se relaciona con los problemas obsesivo-compulsivos (Purdon, Antony y Swinson, 1999).

Escala de Ansiedad Infantil de Spence (SCAS; Spence, Barret y Turner, 2003; adaptacion espanola de Godoy, Gavino, Carrillo, Cobos y Quintero, 2011). Esta formada por 38 items que evaluan sintomas de ansiedad frecuentes en ninos. Aunque la SCAS evalua seis trastornos de ansiedad, dados los objetivos del presente estudio, solo se ha utilizado la escala de Obsesiones/Compulsiones. Las puntuaciones de la SCAS presentan buena consistencia interna, asi como validez convergente y divergente.

Escala Obsesivo-Compulsiva de Yale-Brown para Ninos y Adolescentes (CY-BOCS-SR; Scahill et al., 1997). Este cuestionario mide la severidad de la principal obsesion y compulsion presentadas por el nino. Las puntuaciones de la version espanola (Godoy, Gavino, Valderrama et al., 2011) tienen caracteristicas psicometricas semejantes a las de la version original inglesa.

Inventario de Depresion Infantil-Version Corta (CDI-S; Kovacs, 1992). Es un autoinforme de 10 items que evalua la severidad de la sintomatologia depresiva a nivel cognitivo, afectivo y conductual, en un formato de triple eleccion. La adaptacion espanola aporto evidencias de su consistencia interna ([alfa] = 0,71) y validez de constructo de sus puntuaciones (del Barrio, Olmedo y Colodron, 2002).

Inventario de Ansiedad de Beck (BAI; Beck, Epstein, Brown y Steer, 1988). Se trata de un inventario de 21 items que evalua la molestia que provocan cada uno de los sintomas de ansiedad descritos en la escala. Las puntuaciones de la adaptacion espanola (Sanz y Navarro, 2003) presentaron buena consistencia interna ([alfa] = 0,88) y validez discriminante. El BAI, aunque es usualmente considerado una prueba para adultos, puede emplearse en ninos y adolescentes (Steer, Kumar, Ranieri y Beck, 1995). En el presente estudio el alfa ha sido 0,73.

Procedimiento

La administracion de las pruebas la llevaron a cabo estudiantes de master en Psicologia Clinica con experiencia en este tipo de tareas, en el aula habitual de los estudiantes y con previo consentimiento del director del centro y del tutor legal. Todos participaron voluntariamente, ninguno se nego a hacerlo, y se garantizo el anonimato. Se contrabalancearon los instrumentos para evitar un posible efecto de orden y cansancio.

Analisis de datos

Los valores omitidos (un 2,1% de items) se han sustituido mediante el procedimiento de imputacion por patrones similares (Schafer y Graham, 2002).

Para comprobar empiricamente si las puntuaciones de la version espanola del OBQ-CV presentan los tres factores teoricamente esperables (Responsabilidad/Estimacion de la amenaza, Perfeccionismo/Incertidumbre e Importancia/Control de los pensamientos) agrupados en un factor mas general (creencias obsesivas disfuncionales) se llevaron a cabo varios analisis factoriales confirmatorios, utilizando el procedimiento de minimos cuadrados no ponderados (LISREL: USL) sobre la matriz de correlaciones policoricas. No obstante, tomando tambien en consideracion lo encontrado en estudios previos, tanto con el OBQ para adultos como con el OBQ-CV (vease Wolters et al., 2011), se han sometido a comprobacion cinco modelos: (1) los items son independientes entre si; (2) los items constituyen un unico factor; (3) los items se agrupan en tres factores correlacionados; (4) los items se agrupan en tres factores de primer orden que, a su vez, forman un factor de segundo orden; y (5) los items se agrupan en cuatro factores de primer orden que, a su vez, forma un factor de segundo orden. Siguiendo las recomendaciones de Hu y Bentler (1998), los indices de bondad de ajuste utilizados han sido: CFI y GFI (con un ajuste aceptable si son superiores o iguales a 0,90), RMSEA y SRMR (con un ajuste aceptable si son inferiores o iguales a 0,08), asi como ji cuadrado de Satorra-Bentler y el Criterio de Informacion de Akaike (AIC).

Las diferencias de medias entre varones y mujeres se han calculado mediante la U de Mann-Whitney, utilizando como indice robusto del tamano del efecto, tal como aconsejan Erceg-Hurn y Mirosevich (2008), la probabilidad de superioridad (esto es, la probabilidad de que una puntuacion elegida al azar entre mujeres sea superior a una puntuacion elegida al azar entre varones). Para calcular la consistencia interna se utilizo el alfa de Cronbach y para la fiabilidad test-retest el coeficiente de correlacion intraclase.

La validez de criterio se ha calculado mediante las correlaciones (Pearson) entre las puntuaciones del OBQ-CV y otras medidas de creencias disfuncionales (MPS y TAFQ-A) y con medidas de obsesiones y compulsiones (CY-BOCS y escala TOC de la SCAS). La validez discriminante se ha comprobado mediante las correlaciones entre las puntuaciones del OBQ-CV y medidas de depresion (CDI) y ansiedad (BAI).

Resultados

Estructura factorial

El analisis de los indices de bondad de ajuste muestra que los dos modelos que mejor se ajustan a los datos son el de 3 factores correlacionados y el de 3 factores de primer orden que se agrupan en un factor de segundo orden (tabla 1). Excepto ji cuadrado, los valores encontrados en los indices de bondad de ajuste para ambas hipotesis se encuentran dentro del limite de lo aceptable (CFI, GFI y RMR) o son solo ligeramente superiores al mismo (RMSEA), de acuerdo a los criterios de Hu y Bentler (1999). El modelo de 4 factores se ajusta poco a los datos (GFI < 0,90; RMSEA > 0,08) y presenta un AIC mayor que todos los demas modelos.

La tabla 2 presenta el grado de relacion (coeficientes lambda) de cada item con su correspondiente factor, asi como de cada factor de primer orden con el factor de segundo orden (coeficientes gamma).

Datos normativos y diferencias entre varones y mujeres

Como puede apreciarse en la tabla 3, las medias de las mujeres son ligeramente superiores a las de los varones. Sin embargo, el tamano del efecto de dichas diferencias es muy pequeno.

Fiabilidad

Las puntuaciones del OBQ presentan una excelente consistencia interna (alfas: Total = 0,95, intervalo de confianza = 0,94-0,96, siendo p = 0,05; Responsabilidad/Estimacion = 0,89, I.C. = 0,880,90; Perfeccionismo/Incertidumbre = 0,88, I.C. = 0,87-0,89; Im portancia/Control = 0,85, I.C. = 0,84-0,86).

Con respecto a la fiabilidad test-retest, los coeficientes de correlacion intraclase fueron altos tanto para el total (0,80) como para las subescalas (Responsabilidad/Estimacion = 0,74; Perfeccionismo/Incertidumbre = 0,75; Importancia/Control = 0,79).

Interrelacion de las escalas del OBQ-CV

Las correlaciones entre las subescalas del OBQ-CV (r = 0,730,79) fueron elevadas, mostrando que los constructos estan muy relacionados entre si.

Validez de criterio

Dado que no existe una prueba equivalente al OBQ-CV, no ha resultado posible estimar su validez convergente en sentido estricto, aunque si su validez de criterio con respecto a otras puntuaciones de variables relacionadas. Desde este punto de vista, se espera que las relaciones mas estrechas se presenten, por este orden, con las puntuaciones de la Escala Multidimensional de Perfeccionismo (MPS) y con las de fusion pensamiento-accion (TAFQ-A), queson las variables teoricamente mas relacionadas con las creencias obsesivas. Algo mas baja, aunque todavia sustancial, se espera que sea su relacion con escalas que evaluan comportamientos obsesivo-compulsivos (CY-BOCS y escala TOC de la SCAS).

Tal como se esperaba, los resultados del analisis mostraron que las correlaciones mas altas se dieron, por este orden, entre las escalas del OBQ-CV y las creencias de perfeccionismo (MPS) y de fusion pensamiento-accion (TAFQ-A). Las correlaciones del OBQ-CV y las medidas de frecuencia (Obsesiones/Compulsiones del SCAS) y severidad (CY-BOCS) de sintomas obsesivos compulsivos fueron entre moderadas y bajas, siendo los indices mas bajos los de severidad (tabla 4).

Validez discriminante

Con respecto a la validez discriminante, las correlaciones con las medidas de depresion (CDI) y ansiedad (BAI) fueron bajas o muy bajas.

Todas las correlaciones parciales de las escalas del OBQ-CV con el resto de variables estudiadas se mantienen estadisticamente significativas tras controlar el efecto de la depresion (CDI) y la ansiedad (BAI).

Discusion y conclusiones

El objetivo del presente estudio ha sido examinar las propiedades psicometricas de las puntuaciones obtenidas por una muestra incidental de escolares en la version espanola del OBQ-CV. Los resultados han puesto de manifiesto que estas son satisfactorias y, en general, comparables a las de la version original (Coles et al., 2010).

Los analisis factoriales confirmatorios muestran que las puntuaciones del OBQ-CV pueden agruparse bien en tres escalas interrelacionadas entre si, bien en tres escalas agrupables en un constructo mas general de creencias obsesivas. Esto concuerda con lo encontrado por el OCCWG (2005) y por Julien et al. (2008) con el OBQ-44 para adultos. Hasta el momento no se han publicado analisis de la estructura factorial del OBQ-CV en su version original. No obstante, en la version holandesa, Wolters et al. (2011) hallaron que el modelo de cuatro factores era el que mejor se ajustaba a sus datos con poblacion no clinica, lo que difiere de los resultados del presente estudio. Asimismo, cabe senalar que seis items guardan una relacion relativamente debil con la escala a la que pertenecen, si bien los pesos factoriales nunca son inferiores a 0,44.

Las medias obtenidas en la presente investigacion son superiores a las encontradas por Wolters et al. (2011) en una muestra noclinica. De hecho, las medias de que informamos aqui se parecen mas a las de las muestras clinicas de Coles et al. (2010) y de Wolters et al. (2011) que a las medias de la muestra no-clinica de que informan estos ultimos autores. Al igual que ocurrio en el estudio de Coles et al. (2010), las diferencias entre chicos y chicas alcanzan a veces la significacion estadistica debido al gran tamano de la muestra utilizada. Sin embargo, dichas diferencias presentan un tamano del efecto muy pequeno, careciendo de importancia practica. Ademas, como puede verse al final de la tabla 4, la relacion de las creencias disfuncionales con la edad de los participantes es nula o casi nula, tal como tambien ocurre en la version original (Coles et al., 2010).

Las intercorrelaciones entre las subescalas fueron altas, lo que indica que los constructos medidos estan muy relacionados entre si, sugiriendo la existencia de un factor general subyacente. En otras investigaciones tambien se han informado intercorrelaciones moderadas o altas entre los factores del OBQ, tanto en adultos (v.g., Julien et al., 2008, OCCWG, 2005) como en jovenes (Coles et al., 2010).

Con respecto a la consistencia interna, los coeficientes alfa hallados fueron altos y casi identicos a los obtenidos por Wolters et al. (2011) en una muestra no-clinica y muy similares a los de Coles et al. (2010) en dos muestras clinicas.

En cuanto a la validez, los resultados han apoyado la validez de criterio y discriminante de las puntuaciones puesto que, en general, las correlaciones con medidas de creencias y sintomas obsesivo-compulsivos fueron superiores a las correlaciones con medidas de depresion y ansiedad general. Concretamente, las creencias obsesivas evaluadas por este instrumento estaban fuertemente relacionadas con otras creencias relevantes en el TOC, como el perfeccionismo (Purdon et al., 1999) y la fusion pensamiento-accion (Muris et al., 2001). Si examinamos los distintos dominios podemos comprobar que la relacion mas alta fue la hallada entre el MPS-Total y la escala de Perfeccionismo/Incertidumbre del OBQ-CV, que refleja una "exigencia de estandares altos, rigidez, preocupacion por los errores y sentimientos de incertidumbre" (OCCWG, 2005). Asimismo, como era de esperar, Importancia/Control de los pensamientos fue la escala que obtuvo mayor indice de correlacion con la medida de TAF.

La relacion de los factores del OBQ-CV con medidas de sintomas obsesivo-compulsivos ha sido moderada (SCAS) o baja (C-YBOCS). La asociacion encontrada entre el OBQ-CV y el SCAS ha sido semejante a la informada por Coles et al. (2010) con dos medidas similares al SCAS. La relacion entre las creencias de responsabilidad o la importancia dada a los pensamientos y los sintomas obsesivo-compulsivos es consistente con los hallazgos de estudios previos (v.g., Barret y Healy, 2003; Libby et al., 2004). De igual modo, la baja correlacion del OBQ-CV con el C-YBOCS concuerda con los resultados de otras investigaciones en las que los indices han sido muy bajos o no significativos, tanto en jovenes (Coles et al., 2010; Wolters et al., 2011) como en adultos (Julien et al., 2008). Una posible explicacion a esta baja relacion entre el OBQ-CV y el C-YBOCS puede ser que en la puntuacion total del OBQ-CV influyen tanto la severidad como el numero de creencias que presenta el sujeto, mientras que en el C-YBOCS la puntuacion depende unicamente de la severidad del sintoma principal, sin tener en cuenta el numero de obsesiones y compulsiones distintas que se tengan.

Los resultados del presente estudio deberian interpretarse teniendo en cuenta varias limitaciones. En primer lugar, en este estudio se ha empleado una muestra de conveniencia que, aunque amplia, probablemente no representa ningun tipo de poblacion. En segundo lugar, la muestra no es clinica. Futuras investigaciones deberan estudiar si los resultados presentes se mantienen cuando se utilizan ninos y adolescentes con problemas clinicos, especialmente con problemas obsesivo-compulsivos. Por ultimo, si bien se aseguro la confidencialidad de los datos, no se administro ninguna escala de deseabilidad social ni se estudio con detenimiento si los datos omitidos guardaban algun tipo de relacion con otras variables, con lo que es posible que esto haya influido en los resultados.

En resumen, podemos concluir que en el estudio de la adaptacion espanola del OBQ-CV se han obtenido propiedades psicometricas comparables a las de la version original, por lo que es una prueba que puede emplearse en la investigacion de creencias obsesivas disfuncionales. Dado que el OBQ para adultos ya existe en version espanola (Ruiz et al., 2008), disponer de la presente version espanola para poblacion infantil permitira incrementar el entendimiento de la evolucion y persistencia de las creencias disfuncionales importantes en el desarrollo de los sintomas obsesivo-compulsivos, asi como sugerir mejoras en los procedimientos terapeuticos para edades tempranas.

Agradecimientos

La presente investigacion ha estado subvencionada por la Junta de Andalucia.

Referencias

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Spence, S.H., Barrett, P.M., y Turner, C.M. (2003). Psychometric properties of the Spence Children's Anxiety Scale with young adolescents. Journal of Anxiety Disorders, 17, 605-625.

Steer, R.A., Kumar, G., Ranieri, W.F., y Beck, A.T. (1995). Use of the Beck Anxiety Inventory with adolescent psychiatric outpatients. Psychological Reports, 76, 459-465.

Wolters, L.H., Hogendoorn, S.M., Koolstra,T., Vervoort, L., Boer, F., Prins, P.J.M., et al. (2011). Psychometric properties of a Dutch version of the Obsessive Beliefs Questionnaire-Child Version (OBQ-CV). Journal of Anxiety Disorders, 27, 982-991.

Raquel Nogueira Arjona, Antonio Godoy Avila, Pablo Romero Sanchiz, Aurora Gavino Lazaro y Maria Pilar Cobos Alvarez

Universidad de Malaga

Fecha recepcion: 4-10-11 * Fecha aceptacion: 2-4-12

Correspondencia: Raquel Nogueira Arjona

Facultad de Psicologia

Universidad de Malaga

29071 Malaga (Spain)

e-mail: rnarjona@gmail.com
Tabla 1

Indices de bondad de ajuste para cada modelo

Modelo              [ji cuadrado]   g.l.   AIC            RMSEA

items               150951,55       946    151039,52
  independientes

1 factor            13368,71        902    13544,71        0,09
                                                        (0,09-0,09)

3 factores          12147,45        899    12329,45       0,09
  correlacionados                                       (0,08-0,09)

3 factores +        12147,45        899    12329,45        0,09
  1 factor de                                           (0,08-0,09)
  2
  orden

4 factores +        13546,45       898    13730,45         0,09
  1 factor de                                           (0,09-0,09)
  orden
  2

Modelo              CFI    RMR    GFI

items
  independientes

1 factor            0,92   0,06   0,97

3 factores          0,93   0,06   0,97
  correlacionados

3 factores +        0,93   0,06   0,97
  1 factor de
  2[grados]
  orden

4 factores +        0,92   0,12   0,88
  1 factor de
  2[grados]
  orden

Nota: * [ji cuadrado] de Satorra-Bentler

Todas las [ji cuadrado] son estadisticamente significativas con p
[menor que o igual a] 0,01

Tabla 2
Pesos factoriales estandarizados de cada item
(indices lambda) y de cada factor (indices gamma)

item/Escala                     Lambda/gamma

Responsabilidad/estimacion          0,96

item 1                              0,44
item 5                              0,55
item 6                              0,60
item 8                              0,54
item 15                             0,60
item 16                             0,60
item 17                             0,62
item 19                             0,61
item 22                             0,66
item 23                             0,68
item 29                             0,61
item 33                             0,54
item 34                             0,60
item 36                             0,63
item 39                             0,61
item 41                             0,47

Perfeccionismo/incertidumbre        0,94

item 2                              0,54
item 3                              0,58
item 4                              0,51
item 9                              0,47
item 10                             0,46
item 11                             0,54
item 12                             0,61
item 14                             0,58
item 18                             0,63
item 20                             0,59
item 25                             0,63
item 26                             0,66
item 31                             0,57
item 37                             0,64
item 40                             0,54
item 43                             0,44

Importancia/Control                 0,91

item 7                              0,61
item 13                             0,44
item 21                             0,59
item 24                             0,62
item 27                             0,66
item 28                             0,64
item 30                             0,51
item 32                             0,51
item 35                             0,59
item 38                             0,58
item 42                             0,63
item 44                             0,52

Tabla 3
Medias y desviaciones tipicas (entre parentesis) de las escalas del
OBQ-CV y diferencias entre varones y mujeres

Escala         Todos     Varones    Mujeres    U         p      PS
                         (N=942)    (N=965)

Respons./      43,85     42,58      45,06      314194,   0,01   0,54
  Estimacion   (13,95)   (14,51)    (13,29)    50
Perfec./       41,19     40,44      41,87      326828,   0,08   0,52
  Incert.      (12,96)   (13,05)    (12,85)    00
Importancia/   28,08     27,82      28,34      337640,   0,40   0,51
  Control      (10,21)   (10,33)    (10,10)    50
Total          113,02    110,71     115,21     316879,   0,04   0,53
               (34,19)   (35,12)    (33,16)    50

Nota: U = U de Mann-Whitney

PS = Tamano del efecto robusto o probabilidad de superioridad
(probabilidad de que una puntacion elegida al azar entre mujeres sea
superior a una puntuacion elegida al azar entre hombres)

Tabla 4 Correlacion (Pearson) de las escalas del OBQ-CV con
otras variables

                                           OBQ-CV
                Total   Responsabilidad/   Perfeccionismo/
MPS                     Estimacion         Incertidumbre

Preocupacion    0,59    0,48               0,62
  por errores
Total           0,71    0,62               0,73
TAF
Moral           0,47    0,46               0,36
Probabilidad    0,41    0,38               0,42
Total           0,53    0,49               0,43
SCAS OC         0,39    0,36               0,40
CY-BOCS
Total           0,25    0,21               0,26
Obsesiones      0,23    0,20               0,24
Compulsiones    0,20    0,16               0,22
CDI             0,19    0,15               0,20
BAI             0,27    0,24               0,28
Edad            -0,07   -0,03              -0,06

                Importancia/
MPS             Control

Preocupacion    0,55
  por errores
Total           0,61
TAF
Moral           0,49
Probabilidad    0,41
Total           0,54
SCAS OC         0,29
CY-BOCS
Total           0,21
Obsesiones      0,19
Compulsiones    0,17
CDI             0,15
BAI             0,20
Edad            -0,07

Nota: OBQ-CV, Cuestionario de Creencias Obsesivas-Version Infantil;
TAFQ-A, Cuestionario de Fusion Pensamiento-Accion para Adolescentes;
MPS, Escala Multidimensional de Perfeccionismo; SCAS, Escala de
Ansiedad Infantil de Spence; CY-BOCS; Escala Obsesivo-Compulsiva de
Yale-Brown para Ninos y Adolescentes; CDI Inventario de Depresion
Infantil-Version Corta; BAI, Inventario de Ansiedad de Beck Todas las
correlaciones mayores de 0,05 son significativas con p = 0,05
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Author:Nogueira Arjona, Raquel; Godoy Avila, Antonio; Romero Sanchiz, Pablo; Gavino Lazaro, Aurora; Cobos A
Publication:Psicothema
Date:Nov 1, 2012
Words:5614
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