Nicolás Chahín-Pinzón, Ph.D.*

* Universidad Cooperativa de Colombia, Cali (Colombia) Correspondência: Carrera 73 n^o. 2A-80, Cali (Colombia). nicocha@jahoo.com

Fecha de recepción: 11 de febrero de 2014
Fecha de aceptación: 27 de agosto de 2014

Resumen

Este artículo hace una revision de la evolución histórica de la escala Barratt de impulsividad (bis) desde sus inicios. En este sentido, se analiza la estructura factorial reportada en los estúdios más importantes, tanto a nivel exploratório como confirmatorio. De la misma forma, se revisan las confiabilidades reportadas, en especial para cada una de las escalas encontradas, y se hacen algunas propuestas para mejorar, en el futuro, las propiedades psicométricas del instrumento.

Palabras clave: impulsividad, Escala Barratt de Impulsividad (BIS).

Abstract

This article reviews the historical evolution of the Barratt Impulsiveness Scale (bis). Reliability and factorial structure is analyzed in the most important studies since its creation to the present. Some proposals are made to improve the psychometric properties of this instrument.

Keywords: impulsiveness, Barratt Impulsiveness Scale (bis).

INTRODUCCIÓN

La impulsividad ocupa un papel significativo en las teorías de la personalidad (Eysenck & Eysenck, 1985; Cloninger, Przybeck & Svrakic, 1991). Es considerada como una predisposición a reaccionar de manera rápida y no planeada a estímulos, tanto internos como externos, sin tener en cuenta las consecuencias negativas para sí mismo y para los demás. En lo referente a la salud mental, está asociada con una amplia gama de problemas psiquiátricos, tanto del el eje I como del eje II (American Psychiatric Association, 2013; Barratt, 1985, 1993; Barratt & Patton, 1983; Chahín-Pinzón & Brinez, 2011; Eysenck & Eysenck, 1978; Moeller, Barratt, Dougherty, Schmitz & Swann, 2001).

La escala Barratt de impulsividad (en adelante, BIS) es uno de los instrumentos de autorreporte más utilizados en el mundo para evaluar la impulsividad en población adulta, tanto a nivel clínico como investigativo (Stanford, Mathias, Dougherty, Lake, Anderson & Patton, 2009). Ha sido utilizada, entre otros, en estudios relacionados con trastornos en el estado de ánimo (Peluso, Hatch, Glahn, Monkul, Sanches, Najt, Bowden, Barratt & Soares, 2007), agresión (Rodríguez, Fernández & Abilleira, (2013), déficit de atención e hiperactividad (Malloy-Diniz, Fuentes, Leite, Correa & Bechara, 2007), juego patológico (Rodriguez-Jimenez, Avila, Jimenez-Arriero, Ponce, Monasor, Jimenez, Araguees, Hoenicka, Rubio & Palomo 2006), suicidio (Dougherty, Mathias, Marsh, Papa-georgiou, Swann & Moeller, 2004), delincuencia (Smith, Waterman & Ward, 2006) y trastornos de personalidad (Henry, Mitropoulou, New, Koenigsberg, Silverman & Siever, 2001; Morgan, Gray & Snowden, 2001; Snowden & Gray, 2011). Además, se ha aplicado en investigaciones relacionadas con adicciones, como tabaco (Skinner, Aubin & Berlin, 2004), alcohol (Dom, D'haene, Hulstijn & Sabbe, 2006), cocaína (Moeller, Dougherty, Barratt, Schmitz, Swann & Grabowski, 2001) y éxtasis (Bond, Verheyden, Wingrove & Curran, 2004).

Siguiendo la línea de investigación relacionada con la medición de la impulsividad, y teniendo en cuenta la importancia que tiene actualmente el BIS, tanto en el contexto clínico como en el investigativo, se llevará a cabo una revision de la evolución histórica de la escala, desde sus inicios hasta nuestros días, que abarca, entre otras, la trasformación que han tenido sus ítems, las diversas estructuras factoriales encontradas tanto a nivel exploratorio como confirmatorio y las confiabilidades informadas. Complementariamente, se hará un análisis sobre las posibles alternativas que se podrían utilizar para mejorar las propiedades psicométricas del instrumento.

Desde las primeras versiones hasta el BIS-10

El desarrollo de la escala tiene su inicio a finales de los anos cincuenta, en el siglo pasado, y ha sido objeto de un largo proceso de trasformación. De hecho, hay once revisiones a través de su historia, a partir del ano 1959 hasta la última versión, en donde la concepción de las dimensiones ha ido variando, y por consiguiente, el nombre y número de los factores, la cantidad de ítems y el tipo de respuesta (Patton, Stanford & Barratt, 1995). En un principio, se utilizaron ítems originales de otras escalas, como la Thurstone Temperament Schedule y la Guilford-Zimmerman Temperament Survey. Luego, el proceso se fue depurando con los anos, en especial porque se queria obtener un instrumento que presentara bajas correlaciones con la ansiedad. Ya en el ano 1965, con un test más elaborado, el BIS-5, se encontraron cuatro factores: veloádaden la respuesta cognitiva,perdida de control dei impulso, búsqueda de aventura o extroversión y toma de riesgos (Barratt, 1965, 1994).

En los anos sucesivos el BIS tuvo otras revisiones, y en 1983, después de anos de investigación, se hipotetizó que la impulsividad estaba compuesta por tres factores: impulsividad motora, que implicaba actuar sin pensar, impulsividad cognitiva, que se relacionaba con la toma de decisiones rápidas, e impulsividad no planificadora, caracterizada por una orientación hacia el presente o una falta de planificación hacía el futuro. Estas tres escalas se encontraban en la nueva version del BIS-10, que poseía 34 items: de impulsividad motora, 11 items, de impulsividad cognitiva, 11 items y de impulsividad no planificadora, 12 items. Los coeficientes de fiabilidad estuvieron entre a = .89 y a = .92 (Barratt, 1985, 1994).

Pero la estructura factorial del BIS-10 presentaba dificultades de replicación, y ante estos problemas se realizaron varias investigaciones no publicadas. En una de ellas el análisis factorial arrojó tres factores, el primero, ideomotor, que contenía items de la anterior versión de las escalas impulsividad cognitiva e impulsividad motora, el segundo, planificación cuidadosa, y el tercero, estabilidad en el afrontamiento, que combinaba las escalas orientaáón futura y estabilidad de afrontamiento en la vida diaria (Barratt, 1994; Parker & Bagby, 1997). En una adaptación espanola del BIS-10, lo aplicaron a una muestra de estudiantes universitarios y no pudieron identificar la estructura de tres factores, y además, hallaron coeficientes de fiabilidad bastante bajos en todas las escalas, en especial para impulsividad cognitiva (Luengo, Carrillo de la Pena & Otero, 1991). Sin embargo, otro estudio, que utilizo el BIS-10, si pudo identificar el factor impulsividad cognitiva dentro de una solución de 15 factores (Gerbing, Ahadi & Patton, 1987).

La versión del BIS-11

Posteriormente, en un intento por mejorar el instrumento, se comparó el BIS-10 con una nueva versión, en tres muestras: estudiantes universitarios (N = 412), pacientes psiquiátricos (N = 248) e internos penitenciarios (N = 164) (Patton et al., 1995). El propósito fue revisar la estructura factorial del BIS-10 y comparar los resultados con la versión designada como BIS-11. Para esto, se tuvo como norma eliminar del análisis los items que tuvieran una baja correlación ítem total

0 que no contribuyeran a la diferenciación entre los rasgos extremos de los grupos. Se retiraron, entonces, los items 19 (I have regular health checkups), 26 (I walk and move fast), 27 (I solve problems by trial-and-error) y 29 (I talkfast). Con los restantes 30 items se llevó a cabo un análisis factorial exploratorio de componentes principales, y se identificaron seis factores de primer orden en la rotación Promax. Estos fueron denominados como se enuncia a continuación. El primero, atención, definido como centrarse en la tarea o actividad que se está realizando, compuesto por los items: I don't pay attention, I concentrate easily*, I "squirm" at plays or lectures, I am a steady thinker* y I am restless at the theater or lectures (el asterisco indica que es invertido). El segundo, impulsividad motora, definido como actuar pensando en el afán del momento, compuesto por los items: I do things without thinking, I make-up my mind quickly, I am happy-go-lucky, I act on impulse,1 act on the spur of the moment, I buy things on impulse y I spend or charge more than I earn. El tercero, autocontrol, definido como planear y pensar con detenimiento, compuesto por los items: I plan tasks carefully*, I plan trips well ahead of time*, I am self-controlled*, I am a careful thinker*, I plan forjob security* y I say things without thinking. El cuarto, complejidad cognitiva, definido como disfrute de actividades que impliquen reto mental, compuesto por los items: I save regularly*, I like to think about complex problems*, I get easily bored when solving thought problems, I am more interested in the present than the future y I like puzzles*. El quinto, perseverancia, definido como un estilo de vida consistente, compuesto por los ítems: I change jobs, I change residences, I can only think about one thing at a time y I am future oriented*. Y por último, el sexto, inestabilidad cognitiva, definido como la tendencia a la distracción debida a la presencia de pensamientos veloces o intrusivos, compuesto por los ítems: I have "racing" thoughts, I change hobbies y I often have extraneous thoughts when thinking (Patton et al., 1995).

Utilizando rotaciones oblicuas, los factores de primer orden dieron lugar a tres de segundo orden. El primero, impulsividad motora, con 11 ítems, incluía impulsividad motora y perseverancia. El segundo, impulsividad noplanificadora, con 11 ítems, incluía autocontrol y complejidad cognitiva (Patton et al., 1995). Es conveniente senalar que estos dos factores estuvieron acordes con lo reportado en investigaciones previas, eran similares a los originalmente hipotetizados para el BIS-10 (Luengo et al., 1991) y, al mismo tiempo, se encontraban relacionados con las dimensiones de impulsividad propuestas por otros autores (Eysenck & Eysenck, 1977). El tercero, denominado impulsividad atencional, con 8 ítems, comprendía los factores atenáón e inestabilidad cognitiva. Este último no fue consistente con el BIS-10, que planteaba el factor impulsividad cognitiva (Barratt, 1985).

El hecho de que los ítems de este último factor tuvieran cargas en todos los demás factores implica que el proceso cognitivo subyace a la impulsividad en general. Hay algunas posibles razones que intentan explicar por qué no pudo ser identificado el factor impulsividad cognitiva. La primera, que el aspecto cognitivo de la impulsividad no existe como tal, ya que el proceso de pensamiento subyace a todo el rasgo de impulsividad. La segunda, es posible que los sujetos en este instrumento no puedan medir independientemente el proceso de pensamiento implicado en la impulsividad (Barratt, 1994; Patton & Stanford, 2011; Patton et al., 1995).

La correlación resultante entre los factores de primer orden estuvo entre r = .15 y r = .42, y en los de segundo orden, entre r = .46 y r = .53. La correlación entre BIS-10 y el BIS-11 fue de r = .98. El instrumento tuvo una buena consistencia interna total para las muestras de universitarios (a = .82), drogadictos (a = .79), pacientes psiquiátricos (a = .83) e internos penitenciarios (a = .80). No se encontraron diferencias entre las muestras estudiadas (F (3,657) = 27.49; p<.0001) y tampoco hubo diferencias de sexo (F (2,348) = 17.58; p<.0001) (Patton et al., 1995).

La estabilidad de la estructura factorial del BIS-11

En primer término se abordarán aquellas investigaciones que intentan confirmar la estructura factorial propuesta del BIS-11 (Patton et al.,1995). Entre ellas está una que adaptó la versión inglesa al idioma chino, en una muestra de 261 estudiantes universitarios. Eliminaron, en el proceso, 4 ítems de la escala original por su bajas cargas factoriales. En el análisis factorial, los índices de ajuste al modelo fueron aceptables para RMSEA, pero los otros indicadores estuvieron por debajo del punto de corte (GFI = .80, AGFI = .77, RMSEA = .069). La fiabilidad para la escala total fue de a = .75, considerada como buena, pero en cambio, las escalas no tuvieron un buen comportamiento, con valores para impulsividad atencional de a = .56, impulsividad motora de a = .65 e impulsividad no planificadora de a = .68 (Hou, Xiao, He, Li & Lui, 2006). De igual modo, con una muestra de 450 trabajadores y estudiantes, se adaptó al idioma japonés. Del análisis confirmatorio, informaron los siguientes dos indicadores: GFI = .85 y AGFI = .82, que sugieren un ajuste pobre, pues se encuentran por debajo del limite de .90. La fiabilidad total fue de a = .80, pero la consistencia de las escalas estuvo baja, impulsividad atencional con a = .60, impulsividad motora con a = .64 e impulsividad no planificadora con a = .65 (Someya,_Sakado, Seki, Kojima, Reist, Tang & Takahashi, 2001). Y en una versión alemana, con sujetos sanos y psiquiátricos, no pudieron confirmar la estructura original del BIS-11 (NFI = .61, RMSEA = .07), obteniendo una consistencia interna para la escala total de a = .69 (Preuss, Rujescu, Giegling, Watzke, Koller, Zetzsche, Meisenzahl, Soyka & Mõller, 2008).

A nivel exploratorio se han encontrado también tres factores. Tenemos, entre muchas, la adaptación italiana que utilizó una muestra de 700 estudiantes universitarios. Aunque se hallaron los tres factores, las cargas de los items fueron distintas a la versión inglesa. Un factor de segundo orden y cinco de primer orden fueron replicados adecuadamente. Aqui dos factores no correspondian al original, uno de ellos combinaba los factores de primer orden, atención e impulsividad motora, y el otro estaba conformado por perseverancia y carencia en la postergación de la gratificación. Solo el factor impulsividad no planificadora pudo ser replicado combinando impulsividad cognitiva y autocontrol. Estas discrepancias entre la versión italiana y la original fueron atribuidas más a aspectos culturales que a las diferencias entre las muestras, ya que ambas poseían similares niveles académicos y la distribución de sexos era similar. La consistencia interna total fue de a = . 79 (Fossati, Di Ceglie, Acquarini & Barratt, 2001). También en la versión turca, utilizando un análisis con rotación Promax en una muestra de 237 estudiantes universitarios y 83 pacientes psiquiátricos, encontraron tres factores, pero los items cargaron en factores

distintos al original. La fiabilidad total fue buena, tanto para los estudiantes como para los pacientes (a = .78 y a = .81), asi como para la escala impulsividad atencional (a = .76 y a = .76). Es de notar los bajos coeficientes en la escala impulsividad motora (a = .38 y a = .27) y en la escala impulsividad no planificadora (a = .23 y a = .43) (Güleç, Tamam, Güleç, Turhan, Karakusl, Zengin & Stanford, 2008). Además de las senaladas, hay un sinnúmero de investigaciones a nivel exploratorio que informan sobre estructuras trifactoriales compuestas por items distribuidos en factores diferentes a los originales (Baylé, Bourdel, Caci, Gorwood, Chignon, Adés & Lôo, 2000; Stanford et al., 2009; Vasconcelos, Malloy-Diniz & Correa, 2012).

A nivel confirmatorio, aunque no se ha podido confirmar la estructura original, si que se han propuesto otras soluciones, en las que incluso se han asignado nombres nuevos a las dimensiones. Es el caso de Reid, Cyders, Moghaddam y Fong (2013), quienes encontraron que su muestra presentaba un pobre ajuste al modelo de tres factores de Patton et al. (1995) (RMSEA = .08, GFI = .75, CFI = .68), y propusieron un modelo diferente de tres factores, que incluia uno nuevo, denominado impulsividadinmediata (RMSEA = .05, CFI = .95). En otro estudio, con internos e internas penitenciarias, en el análisis confirmatorio no se pudo comprobar el modelo original del BIS-11; de hecho, los indicadores fueron insuficientes tanto para hombres (RM-SEA = .09, GFI = .77, CFI = .63 y ECVI = 3.82) como para mujeres (RMSEA = .09, GFI = .75, CFI = .62 y ECVI = 4.75). Ante este resultado, utilizaron un análisis exploratorio de componentes principales con rotación Varimax, que produjo una solución con tres factores distintos al modelo original. El primero, denominado habilidades cognitivasy de planeación(a = .85), estaba compuesto principalmente por items de la escala impulsividad atencional e impulsividad no planificadora. Esto sugiere que el fracaso en la planeación incorpora la habilidad atencional. El segundo, impulsivo motor comportamental (a = .79), estaba formado por items mayormente de la escala impulsividad motora y algunos de la escala impulsividad no planificadora. Este factor posee alguna consistencia con la escala impulsividad motora de la versión original. Y el tercero, distractibilidad (a = .67), con items de la escala impulsividad motora e impulsividad atencional. Este nuevo modelo de tres factores solo tuvo un buen ajuste en hombres (RMSEA = .047, GFI = .97, CFI = .98, ECVI = .32), pero, en mujeres, no funcionó. Los autores senalan, de acuerdo con su evidencia, que al menos para este tipo de muestras carcelarias, el constructo de impulsividad no es estable entre los sexos (Ireland & Archer, 2008), resultado contrario a lo reiterativamente reportado en diferentes investigaciones, donde informan que la impulsividad no presenta diferencias de sexo (Barratt, 1994; Patton & Stanford, 2011; Patton et al., 1995).

Existen otros estudios de tipo exploratorio y confirmatorio que reportan una estructura de dos factores, que se mencionan seguidamente. Es el caso de lo encontrado a nivel de análisis confirmatorio en la muestra de internas penitenciarias mencionado anteriormente (Ireland & Archer, 2008), en donde el modelo propuesto de tres factores, que tuvo un buen ajuste para los hombres, no se comportó de igual forma en las mujeres (RMSEA = .12, GFI = .92, CFI = .88, ECVI= .69). Es por esto que eliminaron el factor distractibilidad, quedando dos factores y logrando asi que los indicadores mejoraran sustancialmente (RMSEA = .09, GFI = .96, CFI = .96, ECVI = .23). Por tanto, de acuerdo con estos indicadores de ajuste, para las mujeres convictas la impulsividad se explica mejor por aspectos comportamentales y de habilidades de planeación.

En una muestra de 216 mujeres peruanas convictas se informó que la estructura factorial hallada en el análisis exploratorio no era la misma a la encontrada originalmente. Posteriormente, el análisis confirmatorio asi lo mostró (RMSEA = .093, SRMR = .10, AGFI = .68). Luego de haber eliminado algunos items poco significativos, probó una estructura de dos factores que arrojó mejores indicadores (RMSEA = .058, SRMR = .078)

en la que no se incluia el factor impulsividad atencional (Loyola, 2011); la ausencia de este factor ha sido referenciada por otros autores (Fossati et al., 2001), Yang, Yao y Zhu (2007) y Haden y Shiva (2008). El primer factor fue designado como impulsividad motora-atencional, compuesto en su mayoria por items de las escalas impulsividad motora e impulsividad atencional. El segundo, llamado impulsividad noplaneada-atencional, conformado por los items de impulsividad no planeada e impulsividad atencional. El factor impulsividad motora-atencional alcanzó una fiabilidad aceptable de a = .76, mientras que impulsividad no planeada-atencional, una de a = .69 (Loyola, 2011). Dos factores también fueron informados con pacientes hombres prisioneros (Haden & Shiva, 2008): después de que analizaron cinco diferentes modelos, el que mejor se ajustaba a los datos era el conformado por una escala de impulsividad motora y otra de impulsividad no planificadora. La consistencia total para esta muestra fue de a = .71.

A nivel exploratorio, cabe mencionar un estudio con 304 adultos brasileros en el que se utilizó el método de extracción de componentes principales con rotación Promax. Encontraron dos factores: el primero, denominado controlinhibitorio, compuesto principalmente por items de impulsividad motora e impulsividad atencional del BIS-11, y el segundo, impulsividad no planificadora, que es similar al de la versión original. El coeficiente alfa de Cronbach fue de a = .84 para la escala global (Vasconcelos, Lage, Assis, Neves, Correa & Malloy-Diniz, 2011).

Por otra parte, se encuentran las versiones refinadas que replican los tres factores, con ligeras diferencias en la distribución de las cargas con respecto a la estructura original. Una de ellas es una versión de 15 items realizada con una muestra de 700 adultos (Spinella, 2007), donde los items de la versión original fueron sometidos al análisis de componentes principales, y la solución de tres factores fue especificada a priori. La gran mayoria de los items presentaron saturaciones dominantes en el factor esperado. Posteriormente, se seleccionaron los cinco items de cada factor que presentaban las cargas más elevadas. Es necesario senalar que esta versión corta posee 3 items que no se encuentran en las mismas escalas de la versión original. La consistencia interna para toda la muestra fue de a = .81, y no se reporta la fiabilidad para cada uno de los factores. Esta versión correlacionó significativamente con la de 30 items (r = .94). En esta dirección, en Colombia (Orozco-Cabal, Rodriguez, Herin, Gempeler & Uribe, 2010), con una muestra de 447 individuos, se utilizaron los mismos 15 items. La consistencia total informada fue de a = .79. Asimismo, existe una adaptación de esta versión en alemán, que obtuvo valor de a = .81 (Meule, Võgele & Kübler, 2011), y recientemente, en la linea de las versiones breves, Steinberg, Sharp, Stanford y Tharp (2013) desarrollaron una versión reducida con solo 8 items, con un solo factor, orientada más a estudios epidemiológicos; sin embargo, su utilidad clinica es bastante cuestionable.

CONCLUSIONES

Como se ha visto, la identificación de la estructura factorial del BIS-11 ha sido problemática, de la misma manera que lo fue para el BIS-10, y la gran mayoria de los estudios no han podido replicar exactamente el modelo propuesto por Patton et al. (1995). Lo que indican las diferentes investigaciones revisadas no es concluyente, y aunque existe evidencia que respalda la estructura multidimensional, los componentes no son del todo consistentes y es dificil encontrar una nosologia común entre todas las muestras (Whiteside & Lynam, 2001). Es de anotar que en la verificación de los factores, en general han primado los estudios de carácter exploratorio sobre los confirmatorios. Empero, estos últimos de hecho son más apropiados cuando se quiere verificar una estructura previa, brindando una mejor y más precisa información, por lo que es conveniente utilizar los modelos de ecuaciones estructurales para evaluar la bondad de ajuste del modelo (Byrne, 2008).

Puede afirmarse, de manera general, que la escala impulsividad no planificadora es la que tiende a ser encontrada más frecuentemente, seguida por la escala impulsividad motora (Chahin-Pinzón, 2015). Por otro lado, la escala más inestable es impulsividad atencional, ya que sus items cargan, generalmente, en otras dimensiones (Stanford et al., 2009; Vasconcelos et al., 2012). En cuanto a la confiabilidad, en la mayoria de los casos la escala total presenta coeficientes entre aceptables y buenos. No ocurre lo mismo cuando se han revisado las escalas propuestas por los distintos estudios: aqui los coeficientes son contradictorios entre las muestras.

Observando la inconsistencia de los factores del BIS entre las investigaciones, y con el objeto de intentar mejorar la estabilidad del modelo factorial, se podrían utilizar, en investigaciones futuras, abordajes nuevos que permitan mejorar la consistencia de la solución factorial entre las muestras. Para esto, una primera alternativa puede ser a partir del análisis factorial exploratorio, en la que se seleccionen unicamente los ítems del BIS que no son sensibles a las diferencias culturales, es decir, aquellos que puedan explicar mejor la mayor cantidad de varianza común, de tal forma que se obtenga una versión invariante que pueda ser aplicada en diversos contextos, independientemente de las características culturales, tal como se ha hecho en otros estudios con instrumentos autoiformados (Chahín-Pinzón & Brinez, 2015); Chahín-Pinzón, Lorenzo-Seva & Vigil-Colet, 2012; Vigil-Colet, Lorenzo-Seva, Codorniu-Raga & Morales, 2005). Una segunda alternativa, a partir del análisis factorial confirmatorio, sería realizar comparaciones multigrupo del BIS entre muestras pertenecientes a diversos contextos lingüísticos y socioculturales para verificar si se cumplen las hipótesis de invarianza configuacional, invarianza factorial débil e invarianza factorial. De esta forma se podría establecer hasta qué punto las soluciones factoriales de las muestras estudiadas son equivalentes (Asparohov & Muthén, 2009; Byrne, 2008). Es importante, finalmente, anotar que para realizar unas adecuadas comparaciones del BIS entre grupos de distintos contextos, independientemente del tipo de análisis factorial que se utilice, se debe llevar a cabo un adecuado proceso de adaptación de la escala para cada cultura, con el fin de evitar o minimizar los sesgos de constructo, de método y de los ítems, como lo propone la International Test Commission para estos casos ( Chahín, 2013; Cosi, Lorenzo-Seva & Vigil-Colet, 2010; Chahín-Pinzón, 2014; Hambleton, 2001, 2005; Mumz & Hambleton, 1996; Van de Vijver & Hambleton, 1996).

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