Variables psicosociales y cáncer de mama: un estudio cuasiprospectivo de la personalidad tipo c
Psychosocial variables and breast cancer: A quasi-prospective study of type c personality
Julia Sebastián
Magdalena León
Ana Hospital
Universidad Autónoma de Madrid, España
Esta investigación ha sido realizada gracias al proyecto financiado por la DGICyT (proyecto BSO2000-0045), del Ministerio de Educación y Ciencia de España.
Recibido: Enero 2008
Aceptado: Junio 2009
El artículo examina la relación entre personalidad tipo C, o propensa al cáncer, y desarrollo del cáncer de mama, mediante dos de sus características más consistentes: la falta de expresión de emociones negativas (o racionalidad) y la necesidad de armonía. A una muestra de 480 mujeres, de edades comprendidas entre los 20 y 68 años, que habían asistido a revisión mamaria se les administró la escala de Racionalidad/ Defensividad Emocional y la escala de Necesidad de armonía, ambas de Spielberger (1988). La recolección de datos se realizó antes de que las mujeres fueran informadas sobre su diagnóstico (diseño cuasi prospectivo, ya que la enfermedad podría estar presente). Los datos muestran que las pacientes con cáncer de mama obtuvieron puntuaciones más altas en ambas escalas que las mujeres con patología benigna o con mamas normales (p <. 01). Adicionalmente, se identificaron otras asociaciones significativas entre las escalas y las variables de edad, nivel educativo y maternidad. Estos resultados deben ser tomados con precaución, ya que se necesitan más investigaciones controladas para determinar el papel de las características psicosociales en el inicio del cáncer de mama.
Palabras clave: personalidad, factores psicológicos, factores de riesgo, cáncer.
Abstract
This article examined the relationship between type C personality and the development of breast cancer. Two characteristics has been reported consistenly in the literarature: suppression of negative emotions (or rationality) and need for harmony. The Rationality/ Emotional Defensiveness and Need for Harmony Scales (Spielberg, 1988) were administered to 480 women (20-68 years old) whom was examined for breast cancer screening. It was administered prior to knowledge of the diagnosis (quasi-prospective design, because the disease may be present). Women with breast cancer had substancially higher scores than healthy and benign control groups in the two scales (p<.01). However, another variables has been found related to the variability of these scales (age, education level, and maternity). Thise findings are to be interpreted with caution because more controled research is need to determine de role of the psychosocial characteristics in the breast cancer onset.
Keywords: personality, psychological factors, risk factors, cancer.
Introducción
El interés por demostrar la influencia de los aspectos psicológicos en la aparición y desarrollo del cáncer ha dado lugar a numerosos estudios, la mayoría de ellos relacionados con el estrés y con características de personalidad. Con respecto a este último punto, los trabajos pioneros de Morris y Greer les llevaron a acuñar por primera vez el término de personalidad tipo C, al preguntarse si existía una personalidad propensa al cáncer (Morris, 1980), siguiendo la línea planteada por Friedman y Rosenman (1974) sobre los individuos tipo A o personalidad propensa a enfermedades cardiovasculares (hiperactividad, impaciencia, hostilidad y competencia) y tipo B (individuos tranquilos, confiados, atentos al bienestar personal, con facilidad de expresión emocional). De este modo, según estos autores, los sujetos tipo C serían definidos de manera básica como emocionalmente contenidos de cara al estrés, especialmente con respecto a la ira; es decir, se trataría de sujetos que mostrarían supresión o inadecuada expresión emocional negativa (agresividad, ira, rabia, etc.) (Watson, Pettingale & Greer, 1984). Más tarde, Temoshock y Heller (1981) desarrollaron la noción de estilo de afrontamiento tipo C que concebían como el opuesto al patrón de conducta tipo A, y que definían como una constelación de dimensiones cognitivas, emocionales y conductuales (cooperativo, poco asertivo, paciente, con tendencia a no expresar las emociones negativas, sobre todo la ira, y sumiso a la autoridad).
Aunque el concepto de personalidad tipo C ha sido merecedor de múltiples esfuerzos para dotarle de contenido, fueron los trabajos del equipo de Grossart- Maticek en su unión con Eysenck (Grossarth-Maticek, Eysenck, Vetter & Schmidt, 1988; Grossarth-Maticek, Kanazir, Schmidt & Vetter, 1982), los que pusieron más claramente de manifiesto que la conducta racional y antiemocional, así como la tendencia a establecer relaciones armoniosas y a evitar los conflictos interpersonales, podrían ser predictoras de un desarrollo posterior de enfermedades oncológicas. De este modo, el equipo de Grossarth-Maticek llevó cabo diversos estudios longitudinales con población yugoslava y alemana, en los que evaluaron rasgos de personalidad a través de instrumentos elaborados por estos mismos autores para medir la expresión emocional. Al cabo de diez años se analizaron las enfermedades sufridas o las causas de la muerte, encontrando que aquellos que puntuaron alto en racionalidad-antiemocionalidad, necesidad de armonía y desesperanza, tenían más probabilidad de morir de cáncer. Todo esto llevó a Eysenck (1988) a afirmar que determinados rasgos de personalidad constituían un factor causal en el desarrollo del cáncer.
Posteriormente, en el trabajo conjunto de estos autores (Grossarth-Maticek & Eysenck, 1990) se señalaron seis estilos de reacción al estrés, dos de los cuales estaban muy relacionados con el cáncer, el tipo 1 y el 5. Según los autores, el tipo 1 o de predisposición al cáncer se caracteriza por presentar un elevado grado de dependencia respecto a algún objeto o persona con valor emocional destacado para él, e inhibición a la hora de establecer intimidad o proximidad con los seres queridos. Englobaría a personas que ante las situaciones estresantes suelen reaccionar con sentimientos de desesperanza, indefensión y tendencia a reprimir las reacciones emocionales. El tipo 5 o Racional-antiemocional se definiría por la tendencia a manifestar reacciones racionales y antiemocionales y a suprimir o negar las manifestaciones afectivas, lo que estaría relacionado con cierta predisposición a la depresión y al cáncer. Más tarde, Eysenck (1994) resumió las diferentes características del comportamiento de los sujetos que presentan un estilo comportamental tipo C como sumamente cooperativos, pasivos, evitadores de conflicto, supresores de emociones como ira o ansiedad, que usan la represión como mecanismo de afrontamiento, rígidos, y con mayor predisposición a experimentar desesperanza y depresión. Sin embargo, estos estudios recibieron múltiples críticas metodológicas, al no existir pruebas contundentes de que las predicciones fueran hechas a priori y no a posteriori (Amelang, 1991), o la contaminación de los datos y la farragosidad de los ítems (Pelosi & Appleby, 1992), por lo que se ha venido aconsejando que se tomen con mucha cautela las conclusiones de dichas investigaciones. Precisamente, los graves problemas metodológicos en la utilización de estos instrumentos llevaron a Spielberger (1988) a reformularlos y a desarrollar dos escalas: Racionalidad/Defensividad emocional (E/D), y Necesidad de armonía (N/H), entendiéndolos como mecanismos de defensa de negación y represión.
]]> Parecidas características a estas han sido recogidas por otros autores como Baltrush, Stangel y Titze (1991), quienes describieron la personalidad tipo C como aquella caracterizada no sólo por la negación y supresión de emociones, sino que además concedían una especial importancia a la variable complacencia patológica (pathological niceness), que haría referencia a la tendencia de los sujetos a manifestar una exagerada deseabilidad social, establecer relaciones armoniosas en su ambiente social y tendencia a la evitación de conflictos. Así mismo, estas personas se caracterizarían por poseer elevados niveles de control de la expresión emocional, de paciencia y de conformidad con las normas sociales existentes. Contrada, Leventhal y O'Leary (1990), por su parte, han relacionado la personalidad tipo C con una deficiente expresividad emocional de aspectos negativos que contrasta con una alta expresividad de sus emociones positivas. Para explicar este desequilibrio señalan que estos hallazgos hacen referencia principalmente a mujeres, argumentando que, en nuestra sociedad, las mujeres están socializadas para controlar sus emociones negativas con objeto de proporcionar un ambiente emocional (familiar) tranquilo, al mismo tiempo que se favorece la manifestación de sus reacciones afectivas positivas. De este modo, según estos autores, se puede considerar que algunos aspectos de la personalidad proclive al cáncer pueden ser resultado del proceso de socialización femenina.Como conclusión, podemos señalar que la personalidad tipo C ha sido relacionada con un amplio número de características (ver para mayor detalle, Andreu, 1998; Cardenal, 2001; Ibáñez, Romero & Andreu, 1992; Sebastián, Mateos & Bueno, 1997), entre ellas con depresión, sentimientos de indefensión y desesperanza (Carver, 1994), deseo de complacer y buscar la armonía en las relaciones interpersonales, incluso en perjuicio de sus propios derechos y necesidades (Kune, Watson & Bahnson, 1991), bajos niveles de neuroticismo y ansiedad, cooperadores, poco asertivos, deseosos de agradar, con dificultades para expresar emociones negativas (Baltrush, Stangel & Titze, 1991; Mehrotra & Mrinal, 1996; Watson, et al., 1991), con mayores pérdidas emocionales y acontecimientos vitales negativos (Contrada, et al., 1990 Eysenck, 1994 Temoshock, 1987 Ruiz, Bermúdez, Olivares & Garde, 1999). No obstante, el trabajo de metaanálisis sobre 46 investigaciones afectuado por McKenna, Zevon, Corn y Rounds (1999) puso de manifiesto una modesta asociación entre factores psicosociales y el desarrollo de cáncer de mama, obteniéndose un tamaño del efecto significativo únicamente para el estilo de personalidad de evitación del conflicto, experiencias de pérdida y separación, eventos estresantes vitales y las estrategia de afrontamiento basadas en la negación /represión. Por su parte, Garssen (2004) analizó los resultados de las investigaciones longitudinales de los últimos treinta años y concluyó que ningún factor psicológico ha demostrado convincentemente su relación con el cáncer. Probablemente, parte de la falta de claridad y coherencia sobre los resultados obtenidos se debe a la escasa uniformidad de los estudios en cuanto a los instrumentos de medida utilizados, el tipo de diseño, la variedad en la muestra de estudio (en lo que se refiere a variables sociodemográficas, médicas y control de las mismas) y la consideración de las mismas como causa o efecto.
Por ello entendemos que sería interesante profundizar en lo que podría ser el núcleo o aspecto esencial de la personalidad tipo C. Numerosos autores (Bleiker, Van der Ploeg, Hendriks, & Ader, 1996; Eysenck, 1994; Fernández Ballesteros & Ruiz, 1997; Greer & Watson, 1985; Sebastián et al., 1997; Spielberger, 1988; Temoshock, 1987; Temoshock & Dreher, 1992; Van del Ploeg et al., 1989) consideran la existencia de dos características centrales en lo que se refiere al mundo de las relaciones interpersonales o estrés psicosocial: por una parte, un estilo emocional represivo que implicaría la tendencia a la racionalización de los conflictos y la supresión emocional negativa (personalidad racional-antiemocional) y, por otra, la búsqueda de relaciones armoniosas y positivas con el entorno (necesidad de armonía), aun a costa de la renuncia personal, el autosacrificio y la abnegación; ahora bien, en el primer caso no sabemos si estamos refiriéndonos a una inhibición, represión o supresión de emociones negativas y si tenemos que entenderlo como mecanismos de defensa frente a la ansiedad (Spielberger, 1988; Temoshock & Dreher, 1992), o como un estilo o patrón comportamental de evitación de emociones negativas, especialmente la ira (Greer & Watson, 1985). Así, el uso de términos como inadecuada expresión emocional, supresión e inexpresión de emociones negativas, baja emocionalidad negativa y represión emocional, para referirse a un elemento clave del patrón de personalidad tipo C, nos da una idea de la complejidad y la falta de acuerdo en la naturaleza de estas variables; incluso existen detractores de la misma (Servaes, Vingerhoets, Vreugdenhil, Keuning & Broekhuijsen, 1999).
Las escalas de Spielberger han sido traducidas y adaptadas a población hispanoparlante por Fernández-Ballesteros (Fernández-Ballesteros & Ruiz, 1997; Fernández-Ballesteros, Ruiz & Garde, 1998; Fernández-Ballesteros, Zamarrón, Ruiz, Sebastián & Spielberger, 1997), que analizaron las propiedades psicométricas de la escala de Racionalidad/Defensividad emocional (R/ ED) y de Necesidad de armonía (N/H), con muestras de mujeres sanas, mujeres con patología benigna, estudiantes femeninas, y mujeres con cáncer de mama en tratamiento. Los resultados mostraron, por una parte, que las mujeres con cáncer de mama obtuvieron mayores puntuaciones que los demás grupos en ambas escalas y sus correspondiente subescalas, además de mostrar que ambas tenían muy buena capacidad discriminativa. Por otra parte, se puso de manifiesto las adecuadas propiedades psicométricas de la escala R/ED en varias muestras, obteniéndose dos factores que sustentaban, en general, las dos subescalas. No corrió igual suerte la escala N/H, cuya estructura factorial no fue susceptible de clarificación tal como fue propuesta por su autor.
Numerosos estudios con muestras de habla española y diseños cuasi prospectivos (Ruiz et al., 1999; Sebastián et al., 1997) y retrospectivos (Cano-Vindel et al., 1997; Fernández-Ballesteros & Ruiz, 1997; López, Ramírez, Esteve & Anarte, 2002) han llegado a la conclusión de que las mujeres con cáncer de mama utilizaban, diferencialmente con respecto a otros grupos de mujeres (sanas o con patología benigna) la racionalidad, es decir, el uso de la razón y la lógica como una forma de afrontamiento general al entorno, y mostraban una mayor necesidad de establecer relaciones armoniosas con los demás, así como otra serie de características que identificarían un estilo represivo de afrontamiento (Sirgo, Díaz-Ovejero, Cano-Vindel & Pérez-Manga, 2001).
Por último, López et al. (2002) analizaron las dimensiones que conforman el constructo de personalidad tipo C en una muestra de la población general. El análisis factorial arrojó cinco factores: Racionalidad, Necesidad de armonía, Control emocional, Represión emocional y Comprensión, aunque el análisis de ecuaciones estructurales indicó que tan sólo forman parte del constructo las tres últimas. En otro estudio, el grupo de pacientes con cáncer puntuaban más alto que el grupo sano en Control emocional, Racionalidad y Necesidad de armonía, lo cual no parece coherente con lo anterior, a no ser que la personalidad tipo C sea un constructo no unitario.
Finalmente, algunos autores han estudiado las diferencias en el uso de estrategias de afrontamiento en mujeres con patología oncológica. Los resultados han puesto de manifiesto un mayor uso de estrategias de búsqueda de apoyo social y estrategias de evitación (Olivares & Cruzado, 1998) y de negación (Cooper & Faragher, 1992) en aquellas pacientes que finalmente fueron diagnosticadas con cáncer de mama.
El objetivo de nuestra investigación era comprobar si las mujeres con cáncer de mama diferían significativamente en las dos variables más importantes que caracterizan la personalidad tipo C, la Racionalidad y la Necesidad de armonía, y poner en relación estas variables con determinadas estrategia de afrontamiento, a partir de un diseño cuasi prospectivo en donde se comparaban mujeres con patología benigna, mujeres con mamas normales y mujeres con cáncer que no conocían su diagnóstico. También deseamos estudiar el tipo de estrategias de afrontamiento utilizadas por las mujeres con diagnóstico de cáncer de mama, analizando si existe un mayor uso de estrategias de represión emocional (evitación, reevaluación cognitiva positiva o descarga emocional (esta última en negativo), y finalmente analizar la relación entre estas variables y otras de carácter sociodemográfico.
Método
Participantes
]]> La muestra de nuestro estudio estaba compuesta por 480 mujeres, con edades comprendidas entre los 20 y los 68 años de edad, que procedían de un hospital de la red de asistencia pública (255) y de tres clínicas de asistencia médica privada (225), todas pertenecientes a la Comunidad de Madrid. Las pacientes acudían a estos centros con el objetivo de realizar una revisión mamaria rutinaria, a excepción de algunas que podían haber sido remitidas por su médico de atención primaria para realizar un examen más exhaustivo. La edad media de las mujeres era de 43.9 años.Ninguna de las pacientes conocía su diagnóstico en el momento de rellenar los cuestionarios, aunque tras el diagnóstico clínico resultante de las diversas pruebas realizadas (examen de mamas, mamografía y, en su caso, biopsia), las mujeres fueron clasificadas en tres grupos: mujeres con mamas normales (n = 139), mujeres con patología benigna (fibroadenoma, mastopatía fibroquística, etc.) (n = 271) y mujeres que finalmente recibirían un diagnóstico de cáncer de mama (n = 70). Ninguna de ellas había padecido la enfermedad con anterioridad.
En cuanto a los porcentajes referidos a la variable edad, el 26% eran menores de 30 años, el 56.3% tenían entre 30 y 55 años y el 17.7% eran mayores de 55 años; la mayoría de la muestra estaba casada (76.9%), tenían estudios medios (41.5%), trabajaban fuera de casa (49.3%) y tenían hijos (78.5%). El 17.5% de la muestra contaba con antecedentes de cáncer de mama.
Para comprobar si los grupos diagnósticos diferían en edad –como así aparece frecuentemente en la literatura– procedimos a realizar un ANOVA. Tal como esperábamos, los resultados mostraron un efecto principal significativo de la edad (F(2, 463) = 21.734; p <, 001). La mujeres del grupo diagnosticado con cáncer (M = 48.75; Sd = 10.5) tenían una edad significativamente superior a la de los otros dos grupos que recibieron un diagnóstico benigno (M = 40.47, Sd = 8.85; p >, 05) o de mamas normales (M = 42.75, Sd = 9.76; p <, 05). El nivel de estudios y la ocupación laboral fueron otras dos variables donde aparecieron diferencias entre los grupos, en el sentido de que el grupo que iba a recibir posteriormente un diagnóstico de cáncer informó tener un nivel de estudios básico (Chi cuadrado = 22.197; p <, 001, Coef. conting. = .21) y una ocupación laboral de ama de casa (Chi cuadrado = 10.72; p < .05, Coef. conting. = .14), en mayor medida que los otros dos grupos, debido a que las mujeres con cáncer provenían, mayoritariamente, de las consultas de la sanidad pública (Chi cuadrado = 253.67, p < .001; Coef. conting. = .58). Por último, aquellas mujeres que tenían antecedentes familiares de cáncer de mama, tenían mayores posibilidades de recibir este tipo de diagnóstico (Chi cuadrado = 15.78, p < .001; Coef. conting. = .18).
Instrumentos
Se utilizaron los siguientes instrumentos de evaluación y recopilación de información:
1. Un cuestionario general que recogía la edad, nivel de estudios, ocupación laboral, estado civil, existencia de hijos y antecedente familiares de cáncer de mama. Se les preguntaba también por el motivo de consulta, que era recogido en tres alternativas de respuesta (1.- Revisión periódica, 2.- Bulto o inflamación, 3.- Anomalías previas de carácter benigno) y las expectativas sobre los resultados de las pruebas que les iban a realizar, con cuatro opciones de respuesta (1.- Nada negativos, 2.- Algo negativos, 3.-Bastante negativos, 4.- Muy negativos). En cuanto a la edad, dividimos la muestra en tres niveles o grupos: mujeres jóvenes (menores de 30 años), mujeres medianas (30-55 años), y mujeres mayores (56-68 años). El Nivel de estudios se reagrupó, posteriormente, en tres valores:
Las ocho subescalas se ordenan en dos áreas:
Procedimiento
]]> En el momento en que las mujeres de la muestra acudían al centro médico donde se les iba a realizar el examen mamográfico, se les preguntaba si deseaban colaborar voluntariamente en una investigación sobre salud de la mujer y se les facilitaba una hoja informativa más detallada sobre el tipo de preguntas que iban a ser formuladas (relacionadas con la salud y sus relaciones interpersonales) y las garantías de confidencialidad de los datos ( en ningún caso se les pedía su nombre). Todas aquellas mujeres que aceptaban, una vez obtenido su consentimiento informado por escrito, debían llenar una serie de cuestionarios en la sala de espera, antes de entrar en la consulta, con la posibilidad de preguntar posibles dudas. Por consiguiente, todas las pacientes de la muestra desconocían el resultado de su exploración, con lo que las respuestas de los cuestionarios no se encontraban sesgadas por la posible influencia del conocimiento del diagnóstico. Más tarde, el equipo médico nos informaba del diagnóstico de cada una de las pacientes.Resultados
Con el objeto de averiguar la posible existencia de un perfil psicológico diferencial –o personalidad tipo C– en las mujeres que habían desarrollado cáncer de mama, comparamos las puntuaciones obtenidas en las escalas de comportamiento interpersonal (ECI) en los distintos grupos que representaban los tres diagnósticos contemplados: mujeres con cáncer de mama, mujeres con patología benigna y mujeres con mamas sanas o normales. A continuación expondremos los resultados para cada una de las escalas, no sin antes realizar los análisis pertinentes para poner de manifiesto su estructura factorial con muestras españolas.
Escala de Racionalidad/Defensividad emocional
En primer lugar, se analizó la estructura factorial de esta escala. El análisis factorial realizado con el método de componentes principales, rotación Varimax, solución de dos factores (KMO = .87; Bartlett > .001), dio como resultado un primer componente, Defensividad emocional-2, que explicaba el 29% de la varianza (ítems 5, 6, 7, 8, 9, 10, 11, 12) y un segundo componente, Racionalidad-2, que explicaba el 22.84 % de la varianza (ítems 1, 2, 3, 4). El coeficiente de fiabilidad Alfa de Cronbach de la escala general de Racionalidad/Defensividad emocional fue de .83 y de .76 y .77, respectivamente, para cada una de las subescalas.
Los dos componentes obtenidos no son iguales a los propuestos por Spielberger, los cuales estaban compuestos por seis ítems cada uno. Sin embargo, son muy semejantes a los encontrados por Fernández Ballesteros et al., 1997, a excepción del ítem 10, que se sitúa en la otra subescala.
Para averiguar si existían diferencias en los tres grupos diagnósticos, se han llevado a cabo varios análisis de varianza en los que se incluyó, además de la variable edad –importante, como hemos visto anteriormente–, las variables nivel de estudios y eener o no hijos debido a que esta última resultó significativa en estudios anteriores. Por otra parte, para la prueba de comparaciones múltiples se procedió de la misma manera para todos los análisis efectuados en este artículo, prueba Tukey en el caso de varianzas iguales y James-Howell en el de varianzas desiguales.
En cuanto a la escala de racionalidad/defensividad, el ANOVA diagnósticos x edad mostró un efecto principal significativo (F (2,459) = 5.590; p < .005) (Eta cuadrado parcial = .030), así como diferencias marginalmente significativas en función de la Edad (F (2,459) = 2.6748; p = .06) (Eta cuadrado parcial = .015). La interacción de ambas variables no resultó ser significativa (F = 1.126). A continuación se realizaron pruebas de comparaciones múltiples para estudiar entre qué grupos se producían estas diferencias. En la variable Diagnóstico aparecieron diferencias entre las mujeres con cáncer de mama y las mujeres con patología benigna (p < .001) y entre las primeras y las mujeres con mamas normales (p < .05), siendo las mujeres con cáncer de mama las que obtenían puntuaciones más elevadas. En la variable Edad, aparecieron diferencias marginalmente significativas que apuntaban a que eran las mujeres mayores las que obtenían puntuaciones más altas. En la figura 1 se puede observar como varían las medias en Racionalidad/Defensividad emocional en función de la edad y los grupos diagnósticos.
Con objeto de profundizar aún más en el estudio de estas variables y en las posibles relaciones existentes entre ellas, realizamos un ANOVA con la variable Diagnóstico, utilizando la Edad como covariable. El objetivo era determinar si los resultados obtenidos estaban contaminados por el efecto de la edad, puesto que la media de edad del grupo de mujeres con diagnóstico de cáncer, en distintos estudios y también en el nuestro, era significativamente mayor que la media de edad del grupo de mujeres con diagnóstico benigno y mamas normales. En el ANCOVA, de nuevo, obtuvimos un efecto significativo de la variable Diagnóstico (F (2, 464) = 9.172; p < .001), lo cual nos señala que aun controlando el efecto de Edad, las mujeres con cáncer de mama obtuvieron puntuaciones más altas en R/ED que las mujeres pertenecientes a los otros dos grupos. La edad fue también significativa (p < .005), lo que demuestra la importancia de poder controlarla.
A continuación, se llevaron a cabo los mismos análisis referidos a las dos subescalas: Defensividad emocional-2 y Racionalidad-2. En la subescala de Defensividad emocional-2, a partir del ANOVA Dignóstico x Edad, se observó un efecto principal significativo tanto de la variable Diagnóstico (F (2, 429) = 7.394; p < .001) (Eta al cuadrado parcial = .038) como de la variable Edad (F (2,429) = 4.24; p < .001) (Eta cuadrado parcial = .022), aunque la interacción de ambas variables no resultó significativa (F = 1.332). Posteriormente se realizaron pruebas de comparaciones múltiples que arrojaron diferencias significativas entre las mujeres jóvenes y mayores (p < .001) y entre medianas y mayores (p < .005), en el sentido de que obtenían mayores puntuaciones las mujeres mayores. En la variable Diagnóstico, las diferencias se encontraron entre el grupo de diagnóstico de cáncer y el de patología benigna (p < .001) y entre el grupo de cáncer y el de mamas normales (p < .001), obteniendo mayores puntuaciones las mujeres que posteriormente recibirían el diagnóstico de cáncer de mama.
A continuación se llevó a cabo un ANOVA Estudios x Tener hijos y se observó un efecto principal significativo de la variable Estudios (F (2,429) = 3.803, p < .05) (Eta cuadrado parcial = .018). Ni la variable Tener hijos ni la interacción fueron significativas (F < 1). Las comparaciones múltiples señalaron diferencias entre las mujeres con estudios básicos y aquellas que tienen estudios medios (p < .001) o universitarios (p < .01), en el sentido de que las mujeres con estudios básicos puntuaron más alto en la subescala de Defensividad emocional. Cuando la Edad fue considerada como covariable, la variable Diagnóstico volvió a mostrar un efecto principal significativo (F (2,382) = 12.365; p < .001), así como la covariable (p < .05), lo cual muestra que aun controlando los efectos de la edad la relación entre el diagnóstico y la defensividad emocional siguen prevaleciendo de la misma manera.
En la subescala de Racionalidad-2, de nuevo realizamos un ANOVA Diagnóstico x Edad, cuyos resultados no mostraron efectos principales significativos ni de la variable Diagnóstico, ni de la variable Edad, ni de la interacción (F < 1). En el ANOVA Estudios x Tener hijos tampoco se observó ningún efecto significativo de ninguna de estas dos variables ni en su interacción (F < 1).
Puesto que las mujeres de nuestra muestra diferían en cuanto al motivo de consulta (control periódico, bulto o inflamación, anomalías previas), y sus expectativas sobre los resultados esperados, decidimos realizar otra serie de ANOVAS Motivo x Expectativas, tanto para la escala global como para sus subescalas, para analizar la posible influencia de estas cuestiones. El único resultado de interés estadístico fue el hallazgo de un efecto principal significativo del Tipo de resultados esperados para la subescala de Racionalidad-2 (F(3,429) = 4.964; p < .01) (Eta cuadrado parcial = .034). Las comparaciones múltiples efectuadas señalaron diferencias entre las mujeres que esperaban resultados muy negativos y las que los esperaban nada o algo negativos (p < .001), en el sentido de que las primeras puntuaron más bajo. Por tanto, el motivo de consulta no afectaba a las puntuaciones, aunque sí lo hacía las expectativas sobre los resultados, si bien solo en una subescala.
Necesidad de armonía
Al igual que con la escala anterior, en primer lugar realizamos un análisis factorial con el objetivo de comprobar si existían dos componentes claramente diferenciados, tal como defendía su autor. El análisis factorial hecho con el método de componentes principales, rotación Varimax (KMO = .89, Bartlett < .001), puso de manifiesto que, efectivamente, existían dos componentes de la variable Necesidad de armonía diferenciados, aunque con desigual número de ítems, por lo que podríamos hablar de un primer componente llamado Autosacrificio-2 (ítems 1, 2, 5, 6, 7, 9, 10) que haría referencia a la disponibilidad a sacrificar las propias necesidades para lograr mantener relaciones interpersonales armoniosas con la familia y los amigos, y un segundo componente (ítems 3, 4, 8, 11, 12) al que denominamos Relaciones armoniosas-2, que haría referencia a la necesidad de mantener relaciones armoniosas y cordiales con los demás. El primer factor explicaba el 29.1% de la varianza total y el segundo componente un 17.5%. El coeficiente de fiabilidad Alfa de Cronbach de la escala general de Armonía fue de .84, siendo el de la subescala de Autosacrificio-2 de .80 y el de la subescala de Relaciones armoniosas-2 de .63.
Como puede observarse, los dos componentes obtenidos no se corresponden exactamente con las escalas originales de 6 ítems cada una. También existen diferencias con la clasificación realizada por Fernández Ballesteros et al. (1997) (subescala de tendencia al autosacrificio: ítems 1,2,6,10,11; subescala de relaciones armoniosas: ítems 3, 5, 7, 8, 9), por lo que nuestros datos parecen poner de manifiesto la interrelación de las dos subescalas y la necesidad de proceder a una mayor depuración de los ítems que la componen si se pretende separar los aspectos relacionados con la tendencia al autosacrificio de aquellos relacionados con el deseo de mantener relaciones armoniosas con personas significativas.
Con el objetivo de analizar la posible influencia que en la variable Necesidad de armonía podrían tener el Diagnóstico y la Edad de las mujeres de la muestra efectuamos un ANOVA. Los resultados mostraron un efecto principal significativo de la Edad (F (2,429) = 7.251; p < .001) (Eta cuadrado parcial = .035) y del Diagnóstico (F (2,429) = 6.173; p < .005) (Eta cuadrado parcial =.030). La interacción de ambas variables también resultó ser significativa (F (4,429) = 2.627; p < .05) (Eta cuadrado parcial = .026). Se practicaron pruebas de comparaciones múltiples para estudiar entre qué grupos se producían estas diferencias en Necesidad de armonía. En la variable Edad aparecieron diferencias significativas entre mujeres jóvenes (menos de 30 años) y las mayores (56-68 años), y entre las mujeres medianas (entre 30 y 55 años) y mayores, ambas con p < .001, obteniendo puntuaciones más elevadas las mujeres mayores. En la variable Diagnóstico se encontraron diferencias entre el grupo de mujeres con diagnóstico de cáncer de mama frente a los grupos de diagnóstico benigno y control (ambas con p < .001), obteniendo puntuaciones más altas las mujeres con diagnóstico oncológico. En la figura 2 se puede observar como varían las medias en Necesidad de armonía en función de la edad y los grupos diagnósticos.
]]>
A continuación llevamos a cabo un ANOVA donde se tuvo en cuenta el Nivel de estudio x Tener hijos, ya que en estudios anteriores se había puesto de manifiesto la importancia de esta variable, en el sentido de que culturalmente el autosacrificio y la renuncia de las propias necesidades son componentes de la maternidad e incluso de la feminidad. Los resultados revelaron un efecto principal significativo precisamente de la variable Tener hijos (F (2,429) = 6.099; p < .001) (Eta al cuadrado parcial = .014), aunque no se hallaron en el caso del nivel de estudios, ni de la interacción (F<1). Las mujeres con hijos puntuaron más alto en Necesidad de armonía que las mujeres sin hijos (p < .05).
Para poder discernir el efecto de las variables Diagnóstico y Tener hijos por sí mismas, y no por el que pudieran tener por su relación con la variable Edad, realizamos un ANOVA tomando la edad como covariable. De esta manera pretendíamos conocer si el efecto principal significativo de estas variables estaba contaminado en cierto modo por la edad. Los resultados siguieron mostrando un efecto principal significativo tanto de la variable Diagnóstico (F(2,400) = 3.211; p < .05), como de la variable Tener hijos (F(1,400) = 8.575; p < .005), así como la significación de la Edad como covariable (p < .05).
Posteriormente, con la finalidad de profundizar en el estudio de los dos componentes de Necesidad de Armonía a partir de los resultados de nuestro análisis factorial (subescala de Autosacrificio-2 y subescala de Relaciones armoniosas-2), se hizo un ANOVA Diagnóstico x Edad, a partir del cual se observó un efecto principal significativo de la variable Edad (F(2,417)= 7.621; p < .001) (Eta cuadrado parcial = .033), y de la variable Diagnóstico (F(2,417) = 6.971; p < .001) (Eta cuadrado parcial = .036). La interacción de las variables Edad y Diagnóstico no resultó significativa (F < 1). Las pruebas de comparaciones múltiples señalaron que, para la variable Edad, había diferencias entre las mujeres mayores de 55 años frente a los otros dos grupos de edad, jóvenes y medianas (ambos con p < .001), obteniendo puntuaciones más altas en las mujeres mayores de 55 años, y entre las mujeres jóvenes frente a las mujeres de mediana edad (p < .05), siendo estas últimas las que obtenían puntuaciones más altas. En la variable Diagnóstico se observaron diferencias entre el grupo de mujeres con diagnóstico de cáncer frente a los otros dos grupos (patología benigna y mamas normales) (ambos con p < .001), obteniendo puntuaciones más altas las mayores con patología maligna.
A continuación se hizo un ANOVA Estudios x Tener hijos referente a la subescala de autosacrificio-2, donde se halló solamente un efecto principal significativo de la variable Tener hijos (F(1,451) = 8.523; p < .005) (Eta cuadrado parcial = .014) . La variable Nivel de estudios no resultó significativa (F < 1), al igual que la interacción (F < 1). Las pruebas de comparaciones múltiples señalaron a las mujeres con hijos como aquellas que obtuvieron puntuaciones más altas en esta variable.
Para controlar el efecto de la edad, también en este caso se realizó un ANOVA con las variables Diagnóstico y Tener hijos. Los resultados, en la subescala de Autosacrificio-2, mostraron un efecto marginalmente significativo del Diagnóstico (F(2,419) = 2.802; p = .06) y un efecto principal significativo de la variable Tener hijos (F(1,419) = 9.473, p < .005), así como la significación de la Edad como covariable (p < .01), lo que muestra que controlando la variable Edad pierde significación la variable diagnóstico, aunque no de forma radical.
En cuanto a la subescala de Relaciones armoniosas-2, el ANOVA Diagnóstico x Edad mostró un efecto principal significativo de la variable Diagnóstico (F(2,429) = 3.253; p < .05) (Eta cuadrado parcial = .015) , de la Edad (F(2,429) = 5.524; p < .005) (Eta cuadrado parcial = .025), y de la interacción entre el Diagnóstico y la Edad (F(4,427) = 2.818; p < .05) (Eta cuadrado parcial = .030). En la prueba de comparaciones múltiples se observaron diferencias entre el grupo de mujeres con cáncer de mama frente al grupo de mujeres con patología benigna y al de mamas normales (ambos con p < .001), en el sentido de que las mujeres con cáncer obtenían mayores puntuaciones. En cuanto a la edad, las mujeres mayores diferían de los mujeres jóvenes y de las de mediana edad en su mayor puntuación en esta escala (p < .05 para ambos casos).
Respecto al ANOVA Estudios x Tener hijos, se halló una efecto marginalmente significativo de Tener hijos (F(1,462) = 3.253; p = .052) (Eta cuadrado parcial = .008), en el sentido de mostrar puntuaciones más elevadas aquellas mujeres que eran madres. No se observó ningún efecto principal significativo del nivel de estudios (F = 1.363), ni de su interacción (F < 1).
Con el objetivo de controlar la influencia o posible contaminación de la edad en los resultados obtenidos, también en este caso realizamos un ANOVA con las variables Diagnóstico y Tener hijos. En los resultados se observó un efecto principal significativo del diagnóstico (F(2,431) = 4.287; p < .05) y de Tener hijos (F(1,431) = 4.100; p < .05), aunque la edad no resultó significativa, por lo que entendemos que no ha contaminado los resultados.
]]> Como hemos visto anteriormente, el motivo de consulta o las expectativas sobre los resultados podían estar influyendo en los resultados de la variable Necesidad de armonía, sobre todo en el pequeño grupo de mujeres que eran remitidas por otros profesionales médicos. Por ello, se llevó a cabo un ANOVA Motivo x Expectativas, no hallándose ningún efecto principal significativo ni para la variable global, ni para las subescalas. Por tanto, ni el motivo de consulta, ni las expectativas sobre los resultados, parecen influir en las puntuaciones obtenidas.Los valores logrados a partir de eta al cuadrarado parcial en los distintos análisis efectuados nos hacen pensar que el porcentaje de varianza explicada en las escalas R/ED y N/H -y sus correspondientes subescalas- por las variables independientes, ha sido moderado, siendo el Diagnóstico y la Edad, los que han explicado el mayor porcentaje de varianza. En las subescalas que representarían la parte negativa de la variable (Defensividad emocional y Autosacrificio), el diagnóstico explica la mayor parte de la varianza y sus valores son los más altos encontrados (.38 y .36, respectivamente).
Estrategias de afrontamiento
Con el objetivo de estudiar si los grupos diagnósticos podrían variar en cuanto a las estrategias de afrontamiento utilizadas, administramos el cuestionario de Estrategias de Afrontamiento de Moos (1993). En primer lugar, y para saber si en nuestra muestra podíamos hallar los mismos factores de afrontamiento de los que habla su autor, realizamos un análisis factorial con las 48 estrategias de afrontamiento (método componentes principales, rotación Varimax, de extracción forzada a ocho factores; KMO = .91 Bartlett < .001). Los ocho factores encontrados se renombraron en función del contenido de los ítems y fueron los siguientes: factor 1 o Búsqueda activa de soluciones al problema, factor 2 o Aceptación pasiva, factor 3 o Búsqueda activa de recompensas alternativas, factor 4 o Fatalismo, factor 5 o Evitación cognitiva, factor 6 o Descarga emocional, factor 7 o Búsqueda activa de bienestar emocional, y factor 8 o Reevaluación cognitiva positiva. En la tabla 1 puede verse el contenido de cada uno de ellos, el porcentaje de varianza explicado y el coeficiente de fiabilidad α de Cronbach.
Teniendo en cuenta estos ocho factores encontrados en esta investigación, llevamos a cabo un ANOVA (Edad x Diagnóstico x Estudios) tomando como variable dependiente cada uno de los tipos de afrontamiento, con el objetivo de analizar fundamentalmente la posible influencia que podrían tener estas variables en los diversos tipos de afrontamiento utilizados por las mujeres de la muestra.
En el primer factor de afrontamiento, Búsqueda activa de soluciones al problema, los resultados mostraron un efecto principal significativo de la variable diagnóstico (F(2,437) = 3.273; p < .05) (Eta cuadrado parcial = .015) y una tendencia significativa de la Edad (p = .07). y de la interacción Edad x Estudios x Diagnóstico (p = .06). En la prueba de comparaciones múltiples no se observaron diferencias significativas entre los grupos diagnósticos, probablemente debido a que la significación anterior estaba muy al límite.
En el segundo factor de afrontamiento, Aceptación pasiva, los resultados mostraron únicamente un efecto principal significativo de la variable Nivel de estudios (F(2,436) = 4.078, p < .05) (Eta cuadrado parcial = .018).
En la prueba de comparaciones múltiples se hallaron diferencias significativas entre aquellas mujeres que poseían estudios básicos frente a estudios superiores (p < .01), así como entre las mujeres con estudios básicos y mujeres con estudios medios (p < .05), observándose mayores puntuaciones en aquellas mujeres de la muestra con nivel de estudios básicos.
]]> En el cuarto factor de afrontamiento, Fatalismo, se encontró un efecto principal significativo de la variable diagnóstico (F(2,437) = 5.047; p < .01) (Eta cuadrado parcial = .023) y de la interacción Edad x Estudios x Diagnóstico (F(8,437) =2.401; p < .01) (Eta cuadrado parcial = .042). En la prueba de comparaciones múltiples se observaron diferencias entre las mujeres con diagnóstico benigno y diagnóstico de cáncer de mama (p<.05), obteniendo mayores puntuaciones estas últimas.En el tercer factor de afrontamiento, Búsqueda activa de recompensas alternativas, y en el octavo factor de afrontamiento, Reevaluación cognitiva, no se encontró ningún efecto principal significativo. En el quinto factor de afrontamiento, Evitación cognitiva, y en el sexto, Descarga emocional, apareció una tendencia significativa del nivel de estudios (p = .07 y p = .06, respectivamente).
En el séptimo factor de afrontamiento, Búsqueda activa de bienestar emocional, hubo un efecto principal significativo de la variable Nivel de estudios (F(2,437) = 3.304, p < .05) (Eta cuadrado parcial = .015). No se encontraron diferencias entre ellos a la hora de hacer las comparaciones múltiples probablemente porque la significación hallada se situaba al límite.
Como puede observarse, la variable edad no resultó significativa en ninguna de las ocho estrategias de afrontamiento que analizamos –solo una tendencia significativa para una de ellas–, por lo que podemos concluir que la edad de las mujeres de nuestra muestra no influía en la manera de afrontar los diversos acontecimientos de su vida cotidiana. El diagnóstico resultó significativo para Fatalismo, con puntuaciones más altas de las mujeres que iban a ser diagnosticadas de cáncer de mama, aunque el factor Búsqueda activa de soluciones al problema también se vio afectado por una significación al límite del diagnóstico. El nivel de estudios fue significativo para los factores Aceptación pasiva y Búsqueda activa de bienestar emocional y apareció como una tendencia significativa para otros dos tipos de estrategias de afrontamiento: Evitación cognitiva y Descarga emocional. Precisamente, esperábamos encontrar algún tipo de resultado en la estrategia Descarga emocional, pues puede ser considerada como más próxima al concepto de personalidad tipo C, ya que al hacer referencia esta a la falta de expresión de emociones negativas, podría haberse reflejado en una puntuación negativa o baja en descarga emocional. Sin embargo, los datos no nos informan en tal sentido.
Más tarde, con el objeto de conocer las relaciones que existían entre Racionalidad/Defensividad emocional, Necesidad de armonía y las estrategias de afrontamiento, llevamos a cabo correlaciones bivariadas de Pearson entre ellas, teniendo en cuenta tanto las escalas totales como las subescalas.
Como puede verse en la tabla 2, los resultados más importantes fueron:
Discusión
Esta investigación tiene por objeto estudiar si las mujeres con diagnóstico de cáncer de mama frente a las mujeres con patología benigna o con mamas normales diferían en las puntuaciones obtenidas en las variables Racionalidad/ Defensividad emocional y Necesidad de armonía -y en sus correspondientes subescalas-, propuestas por Spielberger, así como en el uso de determinadas estrategias de afrontamiento en su vida cotidiana. Para ello utilizamos un diseño de tipo cuasi prospectivo que, en comparación con los retrospectivos, permite controlar la posible influencia del conocimiento del diagnóstico de cáncer. No obstante, el hecho de que algunas pacientes acudieran a consulta tras detectarse alguna anomalía y, por tanto, el motivo de consulta fuera distinto a una mera revisión periódica, podría estar provocando ciertas alteraciones psicológicas que podrían influir de alguna manera en los resultados. Por ello, este hecho fue también tomado en cuenta y analizado convenientemente, así como las expectativas sobre los resultados esperados. Nuestros hallazgos pusieron de manifiesto la falta de significación de la variable motivo de consulta y una influencia de las expectativas sobre los resultados esperados solamente en la subescala de Racionalidad, con puntuaciones más bajas de aquellas mujeres que esperaban resultados muy negativos, lo cual nos dice que posiblemente estas mujeres tendían a expresar o a no controlar sus emociones por el estado emocional que estaban viviendo.
]]> Por otra parte, ya que la media de edad de las mujeres con cáncer de mama era significativamente más alta que la media de edad del grupo de mujeres control y con diagnóstico benigno, como en muchas de las investigaciones (Bleiker et al., 1996; Fernández Ballesteros et al., 1998; Greer & Morris, 1975; Jansen & Muez, 1985), decidimos controlar el efecto de esta variable. El objetivo era descartar que las puntuaciones más elevadas en las variables Racionalidad/Defensividad emocional y Necesidad de armonía pudieran ser atribuidas a la edad y no al grupo diagnóstico al que pertenecían. Controlando los efectos de la edad, el diagnóstico siguió apareciendo como significativo en todos los casos, a excepción de la subescala de Autosacrificio, en la que disminuyó hasta hacerlo aparecer como tendencia marginalmente significativa. Además de la edad, nuestras submuestras (mujeres con cáncer de mama, patología benigna y mamas normales) diferían también en nivel de estudio y ocupación laboral, por lo que se ha realizado un estudio de su influencia. Estas diferencias se deben al mayor número de diagnósticos de cáncer en la consulta sanitaria pública, a la que accede probablemente la clase social más popular. Por tanto, entendemos las limitaciones de este estudio en cuanto a la generalización de sus resultados, pero puede ilustrar realmente el estado de la cuestión.Los análisis factoriales realizados con las escalas de Racionalidad/Defensividad emociona y Necesidad de armonía, hallaron que la distribución de los ítems no coincidía exactamente con las clasificaciones de Spielberger (1988), si bien los resultados se acercaban bastante a los de Fernández-Ballesteros et al. (1997). Ya que nuestros coeficientes de fiabilidad obtenidos fueron bastante altos, estos datos nos hacen pensar en la necesidad de realizar una mayor depuración de los ítems de la escala general, con el objetivo de separar los dos aspectos, positivo y negativo, que pretende recoger su autor en cada una de ellas.
A partir de los datos obtenidos en los análisis de varianza podemos decir que muestra primera hipótesis fue confirmada, ya que las mujeres con cáncer de mama puntuaron más alto en la variables Racionalidad/ Defensividad emocional y Necesidad de armonía en comparación con las mujeres que formaban parte de los grupos de patología benigna y mamas normales. Todos estos resultados estarían en la misma línea de los obtenidos por Bleiker (1996), Fernández Ballesteros et al., (1997, 1998), Grossarth-Maticek et al. (1988), Ruiz et al., (1999), Sebastián et al. (1997) y Spielberger (1988). Así, las pacientes con cáncer de mama hacen un uso excesivo de la razón y la lógica como una forma de afrontamiento general al entorno y, más específicamente, como una forma de evitación de las emociones interpersonales negativas, y son capaces de renunciar a sus propios deseos y necesidades con el fin de lograr relaciones armoniosas con su entorno.
Sin embargo, también se observó que otra serie de variables estaban asociadas a puntuaciones más elevadas en estas variables, como fueron la edad, el nivel de estudios, y solo para la escala de Búsqueda de Armonía, tener hijos. En concreto, puntuaron más alto en la escala de Racionalidad/Defensividad emocional las mujeres que posteriormente iban a recibir un diagnóstico de cáncer de mama, y las que tenían estudios básicos. En cuanto a la búsqueda de Armonía, las mujeres que obtuvieron puntuaciones más altas fueron las que posteriormente iban a recibir un diagnóstico de cáncer de mama, mujeres mayores de 55 años y mujeres con hijos, hallándose significativa la interacción Diagnóstico x Edad. Por tanto, no sólo es el diagnóstico, como ha aparecido en otros estudios, sino la edad, el nivel de estudios y también la maternidad, las variables que pueden servir como diferenciadoras en estas escalas, es decir, pueden explicar su variabilidad. Todos estos resultados vuelven a encontrarse de nuevo controlando la influencia de la variable Edad. La variable Tener hijos ha sido infravalorada en otros trabajos, a excepción de Sebastián et al. (1997), quien hace hincapié en que una actitud de sacrificio y disposición a renunciar a las propias necesidades está asociada culturalmente a la maternidad. Por su parte, Swan et al. (1991, 1992) también llamaron la atención de que otras variables (la edad y el sexo), además del diagnóstico, influían en la escala de Racionalidad/ Defensividad emocional.
Con respecto a las subescalas de Racionalidad/ Defensividad emocional (subescala de Defensividad emocional y subescala de Racionalidad), la primera de ellas estuvo influenciada por el diagnóstico de cáncer, la edad superior a 55 años y haber cursado estudios básicos; sin embargo, para la subescala de Racionalidad ninguna de las variables alcanzó significación. Por tanto, entendemos que toda la variabilidad de la escala global se debe a la subescala de Defensividad emocional, que supuestamente recoge el aspecto negativo de la variable, y que hace referencia al grado en que las personas aplican la racionalización para defenderse de experimentar y expresar emociones negativas en sus relaciones interpersonales, especialmente, el control del enfado y la ira.
En lo que se refiere a las subescalas de Necesidad de armonía (subescala de Tendencia al autosacrificio y subescala de Relaciones armoniosas), los resultados mostraron que para la subescala de Relaciones armoniosas se vuelve a plantear el mismo patrón de resultados que para la escala global (obtienen mayores puntuaciones mujeres con diagnóstico de cáncer de mama, mayores de 55, con hijos, y aparece como relevante la interacción Diagnóstico x Edad). En la subescala de Tendencia al autosacrificio siguen apareciendo las mismas variables como relevantes a excepción de la interacción. Por consiguiente, a partir de nuestros resultados podemos concluir que comparando las mujeres que van a ser diagnosticadas de cáncer de mama con otros dos grupos de mujeres con patología benigna y mujeres con mamas normales, las mujeres con enfermedad oncológica, aquellas que tienen más de 55 años y las que son madres, obtienen puntuaciones más elevadas en Necesidad de armonía; es decir, demostraron tener una mayor necesidad de mantener relaciones cordiales y no conflictivas con los demás, así como una mayor disponibilidad para sacrificar las propias necesidades con el objeto lograr relaciones interpersonales armoniosas con la familia y los amigos. Estos resultados están en la misma línea de los obtenidos por Bleiker (1996), Fernández-Ballesteros et al. (1996), Grossarth-Maticek, Bastianns y Kanazir (1985), Ruiz et al., 1999 y Spielberger (1988), si bien algunos de ellos no hicieron un análisis tan pormenorizado, sobretodo en lo que se refiere a aspectos relacionados con la socialización diferencial de las mujeres (disponibilidad de la mujer/ madre a sacrificarse aun a costa de renunciar a sus propias necesidades y a su individualidad).
La segunda parte de nuestro trabajo trató de comprobar si las mujeres con cáncer de mama utilizaban algún tipo específico de estrategias de afrontamiento, especialmente de represión emocional, es decir, del tipo de evitación cognitiva o emocional, reevaluación cognitiva positiva o descarga emocional (en negativo). Sólo la estrategia de afrontamiento que denominamos Fatalismo estaba relacionada con un próximo conocimiento del diagnóstico de cáncer de mama, lo cual reflejaría su situación de incertidumbre y pesimismo, y no ofrece apoyo a la hipótesis inicial. Por otra parte, las subescalas que recogen el componente negativo o patológico de cada una de las escalas correlacionan de forma coherente con estrategias de afrontamiento relacionadas. Así, la subescala de Defensividad emocional correlacionó con Evitación cognitiva, que puede ser vista como un mecanismo defensivo, y negativamente con Descarga emocional, es decir, con la no expresión de emociones. Por su parte, la subescala de Autosacrificio correlacionó con la Aceptación pasiva, la Evitación cognitiva y la Reevaluación cognitiva, que podrían estar al servicio de esa actitud de abnegación, y también con la Búsqueda activa de soluciones, de más difícil explicación. Precisamente, algunos de los resultados nos hacen pensar que o bien la elección del instrumento o bien las especificaciones estándares del enunciado (el sujeto elige una situación estresante, el periodo temporal es muy largo, etc.) u otras cuestiones como la posibilidad de utilizar diferentes estrategias en distintas situaciones, han podido influir en los resultados. Por ello, sería interesante controlar en futuras investigaciones este tipo de cuestiones. Aunque la edad no resultó significativa en cuanto a la utilización de estrategias de afrontamiento, el nivel de estudios correlacionó con aceptación pasiva y búsqueda activa de bienestar emocional.
Por último, creemos que pese a las enormes dificultades metodológicas que implican este tipo de estudios, nuestros resultados nos ponen en la pista de la necesidad de seguir investigando las relaciones entre variables psicosociales y cáncer, avanzando en el control de las variables para poder llegar a la generalización de los resultados.
Referencias
Amelang, M. (1991). Tales from Crvenka and Heidelberg: what about the empirical basis? Psychological Inquiry, 2, 233-236. [ Links ]
Andreu, Y. (1998). Personalidad tipo C. Historia y validez del concepto. Boletín de Psicología, 59, 75-104. [ Links ]
Baltrush, H. J., Stangel, W., & Titze, I. (1991). Stress, cancer and inmunity: New developments in biopsychosocial and psychoneuroimnulogic research. Acta Neurológica, 13, 315-327. [ Links ]
Bleiker, E. M., Van der Ploeg, H. M., Hendriks, J. H., & Ader, H. J. (1996). Personality factors and breast cancer development: A Prospective longitudinal study. Journal of the National Cancer Institute, 88, 1478-1482. [ Links ]
Cano-Vindel, A., Sirgo, A., & Pérez-Manga, G. (1994). Cáncer y estilo represivo de afrontamiento. Ansiedad y estrés, 0, 101-112. [ Links ]
Cano-Vindel, A., Sirgo, A., Díaz-Ovejero, M. B., & Pérez-Manga, G. (1997). Ansiedad, racionalidad, armonía y optimismo en el cáncer de mama: un estudio comparativo. Revista Electrónica de Psicología, 1, 1-18. [ Links ]
Cardenal, V. (2001). Estilos psicológicos y enfermedad física: variables psicosociales-el estilo de evitación emocional- y su influencia en el cáncer. Escritos de Psicología, 5, 36-52. [ Links ]
Carver, C. S., Pozo-Kaderman, C., Harris, S. D., Noriega, V., Scheiner, M. F., Robinson, D. S., Ketcham, A. S., Moffat, F,.L. & Clarck, K. C. (1994). Optimism versus pessimism predicts the quality of women's adjustment to eraly stage breast cancer. Cancer, 73, 1213-1220. [ Links ]
Contrada, R.J., Leventhal, H., & O'Leary, A. (1990). Personality and Health. En L. A. Pervin, Handbook of Personality, New York, EE. UU.: Oxford University Press,. [ Links ]
Cooper, C. L., Faragher, E. B. (1992). Coping strategies and breast disorders/cancer. Psychological Medicine, 22, 447-456. [ Links ]
Eysenck, H. J. (1985). Personality, cancer and cardiovascular disease: a causal analysis. Personality and individual differences, 6, 535-556. [ Links ]
Eysenck, H. J. (1988). Personality, stress and cancer. Prediction and prophilaxis. British Journal of Medical Psychology, 61, 57-75. [ Links ]
Fernández Ballesteros, R., & Ruiz, M. A. (1997). Personalidad y cáncer: Hans J. Eysenck, un rebelde con causa. Revista de Psicología General y Aplicada, 50, 447-464. [ Links ]
Fernández Ballesteros, R., Ruiz, M. A., & Garde, S. (1998). Emotional expresión in healthy women and those whit breast cancer. British Journal of Health Psychology, 3, 1-10. [ Links ]
Friedman, M. & Rosenman, R. (1974). Type A behaviour and your heart. London: Wildwood. [ Links ]
Garssen, B. (2004). Psychological factors and cancer development: evidence after 30 years of research. Clinical Psychology Review, 24, 315-338. [ Links ]
Greer, S. & Watson, M.(1985). Towards a psychobiological model of cancer: Psychological considerations. Social Science Medicine, 20, 773-777. [ Links ]
Grossarth-Maticek, R., Eysenck, H. J., Vetter, H. & Schmidt, P. (1988). Psychosocial types and chronic diseases: Results of the Heideberg Prospective Psychosomatic Intervention Study. En C.D. Spielberger (Ed.), Topics in Health Psychology. New York, EE. UU. : John Wiley and Sons. [ Links ]
Grossarth-Maticek, R.; Bastianns, J. & Kanazir, D. T. (1985). Psychosocial factors as strong predictors of mortality from cáncer, ischaemic heart disease and stroke: The yugoslav prospective study. Journal of Psychosomatic Research, 29, 167-176. [ Links ]
Grossarth-Maticek, R. & Eysenck, H. J. (1990). Prophilactic effects of psychoanalysis on cancer-prone and coronary heart disease-prone probands, as compared with control groups and behaviour therapy groups. Journal of Behavioural Therapy and Experimental Psychiatry, 21, 91-99. [ Links ]
Ibáñez, E., Romero, R., & Andreu, Y. (1992). Personalidad tipo C: una revisión crítica. Boletín de Psicología, 35, 49-79. [ Links ]
Kune, G. A., Kune, S., Watson, L. F. & Bahnson, C. B. (1991). Personality as a risk factor in large bowel cancer: data from the Melbourne colorrectal cancer study. Psychological Medicine, 21, 29-41. [ Links ]
López Martínez, A. E., Ramírez, C., Esteve, R. & Anarte, M. T. (2002). El constructo de personalidad tipo C: una contribución a su definición a partir de datos empíricos. Psicología Conductual, 10, 229-249. [ Links ]
Mehrotra, S. & Mrinal, N. (1996). Impact of cancer diagnosis: Association with emotional control and introspection. Indian Journal of Clinical Psuchology, 23, 107-111. [ Links ]
McKenna, M. C., Zevon, M. A., Corn, B. & Rounds, J. (1999). Psychosocial Factors and the development of breast cancer: a meta analysis. Health Psychology, 18, 520-531. [ Links ]
Moos, R. H. (1993). Coping Responses Inventory Psychological Assessment Resources. USA: Inc Florida. [ Links ]
Moos, R. H., Billings, A. G. (1982). Conceptualizing and Measuring Coping Resources and Proceses. In L. Goldberg and S. Breznitz (Eds.), Handbook of stress. Theoretical and clinical aspects. New York, EE.UU. : Free Press. [ Links ]
Morris, T. (1980). A type C for cancer? Low trait anxiety in the pathogenesis of breast cancer. Cancer Detection Prevention, 3, 102. [ Links ]
Olivares, M. E., Cruzado, J. A. (1998). Estrategias de afrontamiento ante el posible diagnóstico de neoplasia mamaria. Ansiedad y estrés, 4, 253-279. [ Links ]
Ruiz, M. A., Bermúdez, J., Olivares, A., & Garde, S. (1999). Factores psicosociales en el cáncer de mama. Un estudio cuasi prospectivo. Boletín de Psicología, 64, 57-80. [ Links ]
Sebastián, J., Mateos, N. & Bueno, M. J. (1997). Expresión emocional y personalidad tipo C: diferencias entre mujeres con patología mamaria maligna, benigna y normales. Revista de Psicología de la Salud, 9, 93-126. [ Links ]
Servaes, P., Vingerhoets, A., Vreugdenhil, G., Keuning, J. & Broekhuijsen, A. (1999). Inhibition of emotional expression in breast cancer patients. Behavioral Medicine, 25, 23-27. [ Links ]
Sirgo, A., Díaz-Ovejero, M.B., Cano-Vindel, C., & Pérez- Manga, G. (2001). Ansiedad, ira y depresión en mujeres con cáncer de mama. Ansiedad y estrés, 7, 259-271. [ Links ]
Spielberger, C. D. (1988). Rationality/Emotional Defensiveness Scale and Need of Harmony Preliminary Manuals. South Florida University, EE. UU.: Institute for Research on Behavioral Medicine and Health Psychology. [ Links ]
Swan, G. E., Carmelli, D., Dame, A., Rosenman R. H., Spielberger, C. D. (1991). The Rationality /Emotional Defensiveness Scale-I. Internal structure and stability. Journal Psychosomatic Research, 35, 545-554. [ Links ]
Swan, G.E., Carmelli, D., Dame, A., Rosenman R.H., & Spielberger, C.D. (1992). The Rationality / Emotional Defensiveness Scale-II. Convergent and discriminant correlational analysis in males and females with and without cancer. Journal Psychosomatic Research, 36, 349- 359. [ Links ]
Temoshock, L. (1987). Personality, coping style, emotion and cancer: Towards and integrative model. Cancer Survey, 6, 545-567. [ Links ]
Temoshock, L. & Heller, B. W. (1981). Stress and «type C» versus epidemiological risk factors in melanoma. Paper presented in the 89th Annual convention of the American Psychological Association, Los Angeles, CA., EE. UU. [ Links ]
Temoshock, L. & Dreher, A. W. (1992). The type Cconnection. New York: Random House. [ Links ]
Van der Ploeg, H. M., Kleijn, W. C., Mook, J., Van Donge, M., Pieters, A., Leer, J.H. (1989). Rationality and antiemotionality as a risk factor for cancer: Concept differentiation. Journal Psychosomatic Research, 33, 217-225. [ Links ]
Vinaccia, S. (2003). El patrón de conducta tipo C en pacientes con enfermedades crónicas. Revista Colombiana de Psiquiatría, XXXII, (2), 161-168. [ Links ]
Watson, M., Greer, S., Rowden, L., Gorman, C., Robertson, B., Bliss, J. M. & Tunmore, R. (1991). Relationships between emotional control, adjustment to cancer and depression and anxiety in breast cancer patients. Psychological Medicine, 21, 51-57. [ Links ]
Watson, M., Pettingale, K. W., & Greer, S. (1984). Emotional control and autonomic arousal in breast cancer patients. Journal Psychosomatic Research, 28, 467-474. [ Links ] ]]>