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La adolescencia es un periodo de grandes cambios que se suceden en un breve lapso de tiempo (Díaz Santos & Santos Vallín, 2018). En España, en particular, los adolescentes se encuentran sometidos a diversas presiones académicas y decisiones vitales a edades tempranas. Alrededor de los 15 años, finalizando la educación secundaria obligatoria (ESO), deben optar por continuar con el bachillerato -y avanzar hacia la universidad-, o elegir una formación profesional. Y para aquellos que se decidan por el bachillerato, se inicia una etapa adicional de exigencias ligadas a los procesos de selectividad universitaria.
En la necesidad de adaptarse a los nuevos cambios en el desarrollo inherentes a esta etapa vital y a las demandas académicas mencionadas, suelen surgir en la adolescencia distintas alternaciones entre las cuales se encuentran, más comúnmente los trastornos de ansiedad (Orgilés, Méndez, Espada, Carballo, & Piqueras, 2012). Este tipo de psicopatología afecta de manera directa el bienestar de los adolescentes y su funcionamiento social, emocional y académico (e.g., Hernández-Pozo, Ramírez-Guerrero, López-Cárdenas, & Macías-Martínez, 2015); además, predice la aparición y desarrollo de trastornos similares en la adultez (Copeland, Angold, Shanahan, & Costello, 2014).
La ansiedad es una emoción y, por lo tanto, se manifiesta en la experiencia subjetiva, en la activación psicofisiológica y en la conducta (Mulligan & Scherer, 2012). En sí misma, es una respuesta adaptativa; pero si se presenta en el momento equivocado, o con un nivel de intensidad inadecuado, puede resultar disruptiva, perjudicar los procesos cognitivos, interferir con la adaptación al ambiente y afectar el rendimiento académico (Domínguez-Lara, Alarcón-Parco, & Navarro-Loli, 2017; Gross, 2014; Jacobs & Gross, 2014; Oros, Manucci, & Richaud-de Minzi, 2011). En consecuencia, es necesario en ocasiones un proceso complementario de regulación de la emoción (Pekrun & Linnenbrick-García, 2012). La regulación emocional supone la activación de diversos mecanismos orientados a evaluar y modificar un estado afectivo en curso, es decir, al ejercicio consciente de la regulación de la emoción (Koole, 2009). Garnefksi, Kraaij y Spinhoven (2001) proponen la existencia de nueve estrategias que nos permitirían regular nuestras emociones a partir de nuestros procesos cognitivos. Estas se detallan en la tabla 1. Según el modelo, y de manera general, las primeras cuatro estrategias resultarían desadaptativas en términos de su utilidad para alcanzar objetivos específicos, y las últimas cinco serían adaptativas.
Tabla 1 Descripción resumida de las estrategias cognitivas de regulación emocional según el modelo deGarnefski, Kraaij y Spinhoven (2001)yGarnefski y Kraaij (2007).
Ahora bien, la regulación emocional ha sido incorporada como una variable explicativa en los modelos de psicopatología (Cisler, Olatunji, Feldner, & Forsyth, 2010; Sheppes, Suri, & Gross, 2015). La literatura propone que cuando las personas no son capaces de regular sus emociones de una manera efectiva, el malestar persiste en el tiempo, lo que puede provocar la aparición de sintomatología de diverso tipo (Aldao, Nolen-Hoeksema, & Schweizer, 2010; Cano-Vindel, 2011; Hervás, 2011). En particular, el uso frecuente de estrategias de regulación emocional desadaptativas (e. g., rumiación, Nolen-Hoeksema, Wisco, & Lyubomirsky, 2008), o el uso poco frecuente de estrategias adaptativas (e.g., reevaluación, Eftekhari, Zoellner, & Vigil, 2009) ha sido asociado a mayores niveles de ansiedad.
No obstante, los estudios reportan en ocasiones resultados poco consistentes respecto de qué estrategias de regulación emocional resultan predictoras de los niveles de ansiedad. Garnefski, Legerstee, Kraaij, Van den Kommer y Teerds (2002), evaluaron a estudiantes de nivel secundario y hallaron que, entre los adolescentes, de las nueve estrategias de regulación emocional del modelo de Garnefksi et al. (2001), solo rumiación y autoculparse aportaban a la varianza explicada de los niveles de ansiedad. Luego, Yousefi (2007) realizó un estudio de características similares con escolares iraníes de entre 7 y 9 años y halló que las estrategias de regulación emocional que predecían los niveles de ansiedad de los alumnos eran autoculparse, rumiación, reinterpretación positiva, catastrofización y culpar a otros. Legerstee, Garnefski, Verhulst y Utens (2011) hallaron que en adolescentes de 12 a 16 años, la estrategia de reinterpretación positiva no resultó predictora de los diferencias en los niveles de ansiedad, pero sí lo eran rumiación, catastrofización y autoculparse. En un estudio más reciente, Potthoff et al. (2016) realizaron una investigación transcultural, en la que participaron estudiantes universitarios y personas de población general provenientes de Alemania, Países Bajos, Hungría, España, Italia y Portugal. Los autores hallaron que solo la estrategia de catastrofización predecía de manera directa la ansiedad en las muestras de todos los países. Todas las estrategias de regulación emocional restantes presentaron algún tipo de asociación, pero estas variaban en presencia e intensidad en función del país de procedencia de los sujetos.
En el contexto iberoamericano, Domínguez-Lara (2017) encontró en estudiantes universitarios que las estrategias que más predecían los niveles de ansiedad eran nuevamente rumiación, catastrofización y culpar a otros, aunque también autoculparse aportó a la varianza explicada. Por su parte, Andrés, Castañeiras y Richaud de Minzi (2015) reportan que las estrategias autoculparse, rumiación y reinterpretación positiva son las que resultaron predictoras de los niveles de ansiedad de niños de 10 años, no así catastrofización ni culpar a otros. Como puede observarse, aún hay discrepancias respecto a qué estrategias de regulación emocional resultan predictoras de los niveles de sintomatología ansiosa.
Además, el género también reviste interés en este modelo explicativo, puesto que distintos estudios sugieren que las personas de género femenino tienden a exhibir mayor prevalencia de sintomatología ansiosa y desórdenes de ansiedad (Caballo et al., 2014, 2016; Irurtia, Caballo, & Ovejero, 2009; McLean, Asnaani, Litz, & Hofmann, 2011; Orgilés et al., 2012), diferencia que suele surgir incluso desde la niñez (Bender, Reinholdt-Dunne, Esbjorn, & Pons, 2012), sostenerse en la adolescencia (Ranta et al., 2007) y mantenerse luego a lo largo de la vida (Leach, Christensen, Mackinnon, Windsor, & Butterworth, 2008; Xu et al., 2012). Algunos estudios (e. g., Garnefski, Teerds, Kraaij, Legerstee, & Van den Kommer, 2004) hallaron que las mujeres hacen un uso más frecuente de ciertas estrategias de regulación emocional como rumiación o catastrofización. En función de ello, Nolen-Hoeksema (2012) sugiere que un mayor uso de la estrategia rumiación por parte de las mujeres explicaría en parte los mayores niveles de ansiedad reportados por ellas.
No obstante, los estudios que han evaluado la existencia de diferencias en función del género en la frecuencia de uso de las distintas estrategias de regulación emocional del modelo de Garnefski et al. (2001), también han presentado resultados inconsistentes. Medrano, Moretti, Ortiz y Pereno (2013) hallaron un uso más frecuente de la estrategia poner en perspectiva por parte de las mujeres, pero ausencia de diferencias para el resto de las estrategias. Zlomke y Hahn (2010) también reportan un mayor uso de la estrategia poner en perspectiva en las participantes de su estudio, pero además hallaron diferencias en las estrategias rumiación y culpar a otros, siendo la primera más frecuente en las mujeres y la segunda más frecuente entre los hombres. De la misma manera, Öngen (2010) encuentra mayores niveles de rumiación en las mujeres, pero sus resultados indican también un mayor uso por parte de los hombres de focalización positiva, focalización en los planes y reinterpretación positiva.
En función de lo expuesto, este estudio tuvo por objeto evaluar la existencia de diferencias en el uso de estrategias cognitivas de regulación emocional en función del género de los sujetos para aportar evidencias que permitan zanjar estas discrepancias. Además, se buscó evaluar el efecto del género y de la frecuencia de uso de las distintas estrategias cognitivas de regulación emocional, sobre los niveles de ansiedad para determinar cuáles de estas variables resultaban predictoras o explicativas de esta última.
Método
Participantes
La muestra fue de conveniencia, no probabilística y estuvo compuesta por un total de 266 participantes de entre 15 y 18 años (M = 15.71; DT = .77) de cuarto de educación secundaria obligatoria (ESO) (n = 152; 57.1%) y primero de bachillerato (n = 114; 42.9%) de dos colegios concertados de la ciudad de Valladolid, España. Ambos colegios son concertados, no públicos tienen acceso gratuito a la ESO; mientras que el ciclo de bachillerato abona cuotas accesibles. El 50.4% de la muestra fue de género femenino (n = 134) y el 49.6% fue de género masculino (n = 132). Los colegios se encuentran establecidos en zonas urbanas y el nivel socioeconómico de los participantes, aunque no fue evaluado individualmente, fue reportado como medio a medio-alto de manera general por los directivos de la institución.
Medidas
Para evaluar la frecuencia de uso de estrategias cognitivas de regulación emocional, se utilizó la adaptación al castellano realizada por Medrano et al. (2003) del Cuestionario de Regulación Emocional y Cognitiva (CER-Q) desarrollado por Garnefski y Kraaij (2007) para evaluar los componentes cognitivos de la regulación emocional. El instrumento consta de una escala autoadministrada de 36 ítems que representan afirmaciones sobre pensamientos que suelen surgir en las personas frente a sucesos negativos, tales como "pienso cómo puedo afrontar mejor la situación" o "pienso que esa situación tiene también partes positivas". Los ítems exploran las nueve estrategias cognitivas de regulación emocional del modelo de Garnefski et al. (2001) y dan lugar a nueve escalas correspondientes, compuestas por cuatro ítems cada una: culpar a otros, autoculparse, aceptación, rumiación, catastrofización, poner en perspectiva, reinterpretación positiva, focalización en los planes y focalización positiva. La instrucción que se transmite a los sujetos es la siguiente: "Generalmente todos hemos tenido que afrontar ahora o en el pasado sucesos negativos o desagradables. Cada persona responde de una forma característica y propia ante estas situaciones. Por medio de las siguientes afirmaciones y en función de la siguiente escala de frecuencia, señale en qué piensa o qué siente cuando experimenta sucesos negativos o desagradables". La escala es de tipo Likert y las opciones de respuesta van de 1 "(casi) nunca" a 5 "(casi) siempre". Los índices de consistencia interna (alfa de Cronbach) hallados en distintas investigaciones (e.g., Domínguez-Lara & Medrano, 2016) y en las adaptaciones del instrumento a distintos países como Francia (Jermann, Van der Linden, d'Acremont, & Zermatten, 2006), China (Zhu et al., 2008), España (Domínguez-Sánchez, Lasa-Aristu, Amor, & Holgado-Tello, 2013) y Argentina (Medrano et al., 2013), oscilan entre los .60 y .90 puntos, replicando en los estudios la estructura de 9 factores original.
Si bien no existen estudios sobre las propiedades psicométricas de esta escala en población adolescente, la adaptación del instrumento fue validada en población joven desde los 18 años. Además, existen antecedentes de la utilización en población adolescente (de 12 a 18 años) de otras versiones del instrumento desarrolladas o adaptadas en población de mayor edad (e.g., Duarte, Matos, & Marques, 2015; Garnefski, Kraaij, & Van Etten, 2005). No obstante, como medida de confiabilidad, se presenta a continuación el coeficiente alfa de Cronbach para las subescalas: culpar a otros = .76; autoculparse = .72; rumiación = .74; catastrofización = .71; reinterpretación positiva = .71; poner en perspectiva =.73; focalización en los planes = .61; refocalización positiva = .81; aceptación = .57. Los índices fueron entre aceptables y buenos, a excepción del hallado en la dimensión aceptación. En este caso, se identificó que la eliminación del ítem 25 ("Pienso que no puedo cambiar nada el respecto") aumentaba la confiabilidad de la subes-cala a .72. Este aspecto se retoma en la discusión con la literatura.
Para medir el nivel de ansiedad se han utilizado los 20 reactivos correspondientes a la subescala de ansiedad-rasgo de la versión española (Spielberger, Gorsuch, Lushene, & Cubero, 1999) del Cuestionario de ansiedad estado-rasgo (State Trait Anxiety Inventory [STAI]) (Spielberger, Gorsuch, & Lushene, 1970). El STAI es una escala de autoinforme compuesta por 40 ítems en total, que evalúan de forma diferenciada la ansiedad como un estado o condición transitoria y la ansiedad como un rasgo o propensión estable. Dados los objetivos del estudio, se optó por trabajar únicamente con los ítems correspondientes a la ansiedad-rasgo, cuya consigna de evaluación general de la ansiedad resulta más acorde con aquella utilizada en el CERQ. Además, la ansiedad-estado resulta mucho más lábil y está ligada a elementos contextuales específicos, lo cual excede los objetivos de esta investigación.
En los 20 ítems correspondientes a la evaluación de la ansiedad-rasgo, el participante debe responder en una escala de 0 al 3 (de "casi nunca" a "casi siempre"), en qué medida se siente de esa manera generalmente. Ejemplos de items son "me preocupo demasiado por cosas sin importancia" o "me siento bien". El instrumento es ampliamente utilizado, resulta breve, sencillo y útil para la evaluación de la ansiedad. Respecto a su fiabilidad en población española, los valores alfa de Cronbach oscilan entre .84 y .93 (Fonseca-Pedrero, Paino, Sierra-Baigrie, Lemos-Giráldez, & Muñiz, 2012; Guillén-Riquelme, & Buela-Casal, 2011). El valor de alfa en nuestra muestra fue de .87.
Procedimiento y consideraciones éticas
Se trata de un estudio explicativo, con un diseño no experimental, transversal (Hernández Sampieri, Fernández Collado, & Baptista Lucio, 2014). Se siguieron cuidadosamente los lineamientos éticos internacionales designados por la American Psychological Association y la Declaración de Helsinki, así como los principios éticos respecto de las investigaciones en seres humanos, asegurando la confidencialidad de los datos y el actuar siempre para el beneficio de los participantes.
Para la toma de datos, los padres o tutores dieron su consentimiento informado para la evaluación y los adolescentes participaron del estudio voluntariamente. Los protocolos fueron administrados en sesiones grupales de entre 20 y 30 alumnos, donde los mismos estaban divididos en sus cursos habituales dentro de sus aulas. En todo momento hubo un evaluador presente para despejar las dudas que pudieran surgir. Se recolectaron asimismo los datos respecto al género.
Análisis de los datos
Las respuestas a los instrumentos fueron sistematizadas en una base de datos y sometidas a análisis estadísticos. Para caracterizar la muestra bajo estudio se utilizaron análisis estadístico-descriptivos. Se analizó la existencia de diferencias estadísticamente significativas en función del género mediante la aplicación de pruebas t de Student y U de Mann-Whitney, según correspondía, de acuerdo con el tipo de distribución y los criterios de normalidad. A continuación, para evaluar el tamaño del efecto de las diferencias que han resultado estadísticamente significativas, se han normalizado los índices de las variables con distribución anormal y se ha calculado la d de Cohen (Ledesma, Macbeth, & Cortada de Kohan, 2008).
Para evaluar las relaciones entre el uso de estrategias de regulación emocional y el nivel de ansiedad, se realizaron correlaciones parciales controlando el efecto del género (puesto que se hallaron diferencias en función de esta variable). Finalmente, se evaluó un modelo de análisis de regresión lineal múltiple (método enter), en donde la variable dependiente fue el nivel de ansiedad-rasgo, y las variables independientes introducidas fueron las estrategias cognitivas de regulación emocional y el género. Para considerar la aplicabilidad de la prueba de regresión se evaluó la normalidad de los residuos del modelo propuesto, hallando una distribución adecuada (Shapiro-Wilk = .992; p = .13). También fue realizado un diagnóstico de colinealidad (VIF), hallando valores inferiores de 1.94 en todos los casos.
Resultados
En principio, se determinó si existían diferencias estadísticamente significativas entre las participantes de género femenino y los de género masculino para las variables en estudio. Las estrategias de aceptación, catastrofización, poner en perspectiva, reinterpretación positiva y focalización en los planes han cumplido tanto con el criterio de normalidad como con el de homocedasticidad, por lo que se ha optado por la aplicación de una prueba t de diferencia de medias. Los resultados de la prueba han indicado ausencia de diferencias estadísticamente significativas entre los grupos. Respecto del resto de las variables, es decir, culpar a otros, autoculparse, rumiación, focalización positiva y ansiedad-rasgo, estas no han cumplido, o bien el criterio de normalidad, o bien el de homocedasticidad, por lo que se ha optado por una prueba U de Mann-Whitney. Los resultados de la prueba y el tamaño del efecto de las diferencias (d de Cohen) se muestran en la tabla 2.
Tabla 2 Prueba U de Mann-Whitney para las variables que no cumplen el criterio de normalidad, sobre las diferencias en función del género en el uso de estrategias cognitivas de regulación emocional y el nivel de ansiedad.
* p < .05
* * p < .01
Como puede observarse, las participantes de género femenino realizan un uso más frecuente de las estrategias autoculparse y rumiación, con diferencias pequeñas, mientras que los hombres hacen un uso más frecuente de la estrategia culpar a otros, siendo esta diferencia mediana. Además, las mujeres muestran un mayor nivel de ansiedad-rasgo, siendo la diferencia también pequeña.
Para evaluar las relaciones entre el nivel de ansiedad y la frecuencia de uso de estrategias cognitivas de regulación emocional, se han realizado, en primer lugar, correlaciones parciales, controlando el efecto del género. Los resultados se expresan en la tabla 3.
Tabla 3 Correlaciones parciales entre la frecuencia de uso de estrategias cognitivas de regulación emocional y el nivel de ansiedad, controlando el efecto del género.
* p < .05
* * p < .01
Se observó que el uso de estrategias desadaptativas (culpar a otros, autoculparse, rumiación, catastrofización) se asoció significativamente y de manera directa con mayores niveles de ansiedad (p < .05), indicando que mientras mayor es la tendencia de la persona a utilizar estrategias desadaptativas para regular sus emociones frente a un evento negativo o estresante, mayores son los niveles de ansiedad. Además, el uso frecuente de ciertas estrategias adaptativas, en particular, reinterpretación positiva y focalización positiva, se asoció de manera inversa con los niveles de ansiedad (p < .01), lo que sugiere que el uso frecuente de estas estrategias de regulación emocional consideradas adaptativas se relaciona con menores valores autorreportados de ansiedad.
En segundo lugar, se ha efectuado una regresión lineal múltiple (método enter) respecto del efecto del género y el uso de estrategias de regulación emocional sobre la ansiedad. Los resultados se muestran en la tabla 4.
Tabla 4 Modelo de análisis de regresión lineal múltiple por pasos con el nivel de ansiedad como variable dependiente.
Nota: ** p < .01; R2 = .46; F = 21.75.
Se observa que el modelo resultó significativo (p < .01), explicando un 46% de la varianza. Los beta estandarizados indican que las estrategias autoculparse, catastrofización y reinterpretación positiva aportan la mayor varianza explicada. Las variables rumiación y género, por su parte, resultaron también predictoras, pero su aporte fue menor.
Discusión
En principio, los resultados hallados en esta investigación respecto de las diferencias de género en los niveles de ansiedad son similares a lo ya expuesto en la literatura, coincidiendo con lo enunciado por otros autores como Blanco et al. (2006), Ranta et al. (2007), McLean et al. (2011), Bender et al. (2012), Xu et al. (2012), y Orgilés et al. (2012). Muchas investigaciones atribuyen estas diferencias a patrones culturales y de crianza divergentes para hombres y mujeres (e.g. Caballo et al., 2016). McLean y Anderson (2009), no obstante, interpretan estas diferencias como el resultado de la interacción de distintos factores, no solo culturales, sino de naturaleza genética, fisiológica, psicológica y social, que provocan una mayor predisposición en las mujeres a experimentar más ansiedad de diverso tipo, así como sintomatología asociada a esta, es decir, mayor rumiación, mayor preocupación o mayor afectividad negativa. Otros autores (e.g., Blanco et al., 2006) respaldan esta idea de la multifactorialidad en la etiología de la prevalencia de ansiedad entre las mujeres.
Además, se hallaron diferencias en función del género para las estrategias rumiación y culpar a otros, lo cual es similar a lo encontrado por Zlomke y Hahn (2010). Sin embargo, tanto estos autores como Medrano et al. (2013) también reportaron diferencias en la estrategia de poner en perspectiva, lo cual no se replica en nuestros hallazgos. Es probable que esto se deba a que ambos estudios trabajaron con muestras de adultos jóvenes, y no con adolescentes. En este sentido, es dable suponer que la estrategia poner en perspectiva, que supone restarle importancia al evento negativo comparándolo con otros acontecidos en la vida, sea una estrategia que se acentúa según se alcanza mayor edad. Tampoco se halló un uso diferencial en las estrategias focalización positiva y focalización en los planes, lo cual difiere de lo reportado por Öngen (2010). Por último, se encontró un uso diferencial de la estrategia autoculparse, siendo esta mayor en mujeres, lo cual no coincide con hallazgos previos. Es posible suponer que existan diferencias culturales en las muestras utilizadas que expliquen estos resultados. En un futuro, investigaciones transculturales podrían ahondar respecto a esto y dar luz sobre las inconsistencias halladas. Sería interesante analizar si existe una relación entre ciertos patrones de crianza y características socioculturales y el uso de estrategias de regulación emocional en distintas regiones o países.
En relación con los efectos del uso de estrategias cognitivas de regulación emocional sobre los niveles de ansiedad, los resultados sobre el aporte explicativo de las estrategias autoculparse, catastrofización, reinterpretación positiva y rumiación coinciden con lo expuesto por Yousefi (2007) y Legerstee et al. (2011), aunque este último estudio también reporta que la estrategia culpar a otros resultó predictoras de los niveles de ansiedad. Si bien se halló una asociación entre dicha estrategia y la ansiedad, la correlación resultó muy baja y fue eliminada en el modelo de regresión. Nuestros resultados también coinciden parcialmente con los de Garnefski et al. (2002), quienes hallaron que rumiación y autoculparse explicaban los niveles de ansiedad. A diferencia de estos autores, aquí también autoculparse y reinterpretación positiva resultaron predictoras en el modelo de regresión. También coincidimos parcialmente con el estudio transcultural de Potthoff et al. (2016) y, desde un enfoque más global, coincidimos con lo expuesto en la literatura en general (Aldao et al., 2010; Cisler et al., 2010; Nolen-Hoeksema, 2012) respecto al aporte del uso de estrategias de regulación emocional sobre los niveles de ansiedad.
No obstante, cabe aclarar que parecería que la ansiedad se relaciona en mayor medida con la frecuencia de uso de estrategias desadaptativas que con el uso poco frecuente de estrategias adaptativas. Si bien la reinterpretación positiva ha resultado predictora en este estudio y en otros similares (e.g., Legerstee et al., 2011), el resto de las estrategias consideradas adaptativas según el modelo de Garnefski et al. (2001) no suelen evidenciar efectos directos sobre los niveles de ansiedad salvo en algunos pocos estudios (e.g., Potthoff et al., 2016). En este sentido, resultan más frecuentes los hallazgos que apuntan al rol perjudicial del uso de estrategias desadaptativas en el incremento de los sintomas y desórdenes de ansiedad, que los que reportan una relación entre la disminución de la ansiedad y el uso de estrategias adaptativas.
Los datos aquí reportados suponen un aporte tanto en términos del interés científico por las relaciones entre las emociones y los trastornos psicopatológicos, como del diseño de intervenciones psicoterapéuticas orientadas a la reducción, disminución y tratamiento de los distintos desórdenes de ansiedad. Además, para la franja etaria analizada, es decir, adolescentes de entre 15 y 18 años, hallazgos como este y otros presentes en la literatura resultan de interés en la conducción de los proyectos pedagógicos y de apoyo al estudiante, con el objeto de reducir los síntomas y trastornos psicopatológicos comunes en dichas edades (Orgilés et al., 2012). Se espera que los aportes colaboren a que orientadores educativos, en particular, y demás actores institucionales, en general, pueden incrementar el bienestar de los estudiantes y conducir mejoras en la práctica educativa.
Finalmente, existen ciertas limitaciones para tener en cuenta. En primer lugar, debe señalarse que trabajar con técnicas de autoinforme siempre supone una restricción en la interpretación de los datos. Aunque las técnicas con las que se ha trabajado tienen una amplia difusión en la literatura y gran cantidad de evidencias sobre su validez y confiabilidad, el uso de medidas directas como herramientas adicionales en la toma de datos hubiera supuesto un respaldo significativo. En segundo lugar, como ya fue mencionado, no se cuenta con datos precisos sobre el funcionamiento de la escala CERQ en adolescentes. Si bien existen antecedentes de que se han utilizado otras versiones de esta en dicha población (e.g. Duarte et al., 2015; Garnefski et al., 2005), es necesario aún conducir estudios sobre las propiedades psicométricas de esta y otras versiones del CERQ con edades comprendidas entre los 12 y los 18 años. En este estudio, el análisis de confiabilidad de la escala reveló un coeficiente por debajo del esperado para la dimensión aceptación. Se observó también que, la eliminación del ítem 25 mejoraba significativamente la confiabilidad de la subescala. Estudios previos han reportado ya un comportamiento precario de dicho ítem en la subescala (e.g., Medrano et al., 2013), o la posibilidad de que la dimensión en sí misma refleje más desesperanza que aceptación del evento negativo (Martin & Dahlen, 2005). Se sugiere, por lo tanto, que futuras investigaciones sobre la estructura factorial del instrumento y su validez realicen revisiones de dicho ítem y de la dimensión aceptación.
En tercer lugar, dado el tamaño de la muestra, no fue posible evaluar la invarianza factorial del instrumento entre los géneros, lo cual se supone solo tácitamente al analizar las diferencias entre participantes de género femenino y masculino. Un estudio al respecto supondría un gran aporte en la evaluación de la frecuencia de uso de estrategias cognitivas de regulación emocional. Finalmente, dado que los participantes pertenecían íntegramente a escuelas concertadas, la generalización de los resultados se encuentra limitada dadas las características socioeconómicas de estas instituciones educativas. Estudios ulteriores deberían considerar la inclusión de participantes provenientes de distintos niveles socioeconómicos, e incluso evaluar si este último no tiene una incidencia sobre las variables bajo análisis o la relación entre estas.
