Young Schema Questionnaire-Short Form: validación en Colombia^*

Young Schema Questionnaire-Short Form: Colombian validation

Nora H. Londoño ^**

Mónica Schnitter

Carlos Marín

Esther Calvete ^***

Alberto Ferrer ^****

Katherine Maestre

Liliana Chaves

^* Artículo de investigación en psicometría.

^** Universidad de San Buenaventura, Medellín, Colombia. Facultad de Psicología, Carrera 56C 51-90, Medellín, Colombia. E-mails: nora.londono@us-bmed.edu.co , monica.schnitter@gmail.com

^*** Universidad de Deusto, Bilbao, España. Avda. Universidades, 24, 48007 Bilbao, España. E-mail: esther.calvete@deusto.es

^**** Universidad de Antioquia, Medellín, Colombia. Departamento de Psicología, Calle 67 N² 53108, Medellín, Colombia. E-mails: aferrer@une.net.co, kathypsi@hotmail.com, lilianachaves1@gmail.com

^***** Universidad Católica de Colombia, Bogotá, Colombia. Avenida Caracas N° 46-72, Bogotá, Colombia. E-mail: dcastrillon@yahoo.com

Recibido: noviembre 24 de 2009 | Revisado: octubre 1 de 2010 | Aceptado: noviembre 8 de 2010

Para citar este artículo.

Londoño, N. H., Schnitter, M., Marín, C., Calvete, E., Ferrer, A., Maestre, K. et al. (2012). Young Schema Questionnaire - Short Form: validación en Colombia. Universitas Psychologien, 11(1), 147-164.

Resumen

Palabras clave autores: Esquemas maladaptativos tempranos, cuestionario, terapia cognitiva, validación, análisis confirmatorio.

Palabras clave descriptores: Psicometría, investigación cuantitativa, YSQ-SF, análisis factorial.

Abstract

The aim of this study was to assess the factor structure of the Young Schema Questionnaire-Short Form ([YSQ-SF], Young, 1999) and the gender differences in early maladaptive schemas. The study took place in Colombia, where 1392 university students (541 male y 851 female) completed the YSQ-SF. The results confirmed the existence of the original 15 first-order factors, in consistency with the 15 theoretical schemas. However, the results for the second-order structure were less conclusive, as both a three second order factor and a five second order factor structures showed similar fit indices. Alpha coefficients for the schemas rated between 0.74 and 0.89. Men scored higher than women on several schemas.

Key words authors: Early maladaptive schemas, questionnaire, cognitive therapy, validation, confirmatory factor analysis.

Key words plus: Psychometry, quantitative research, YSQ-SF, factor analysis.

Introducción

La terapia cognitiva está centrada en la intervención de los estilos cognitivos disfuncionales que presentan las personas con trastornos psicopatoló-gicos específicos (Eje I) y de la personalidad (Eje II) (Beck, Emery & Greenberg, 2005; Beck et al., 2004; Beck, Rush, Shaw & Emery, 1979; Beck, Wright, Newman & Liese, 1999; Clark, 2004; Hollon & DeRubeis, 2004; Scher, Segal & Ingram, 2004; Tolin et al., 2007).

Uno de los elementos centrales del modelo de la terapia cognitiva es la identificación de los esquemas o estructuras cognitivas disfuncionales en la base de los trastornos psicológicos (Beck et al., 1979). La teoría de Young (1999; Young & Brown, 1994; Young & First, 1996; Young & Klosko, 2001; Young, Klosko & Weishaar, 2003) ha hecho grandes aportes a la conceptualización e identificación de dichos esquemas cognitivos. En su modelo, los esquemas son descritos como creencias y sentimientos incondicionales acerca de uno mismo en relación con el ambiente, significativamente disfuncionales, extremadamente estables y duraderos. Se desarrollan durante la infancia, se elaboran a lo largo de la vida y sirven como marcos para el procesamiento de las experiencias posteriores (Young, 1999).

b) dominio de Autonomía Deteriorada: implica expectativas de uno mismo y del ambiente que interfieren con la capacidad percibida de funcionar de una manera independiente o exitosa. Incluye los siguientes esquemas: Fracaso (Failure to achieve): creencia de que uno ha fracasado o fracasará inevitablemente; Dependencia/Incompetencia (Dependency/Incompetence): creencia de que uno es incapaz de enfrentar las responsabilidades sin una cantidad considerable de ayuda externa; Vulnerabilidad al daño (Vulnerability to harm): creencia de que en cualquier momento puede pasar algo malo y no se es incapaz de impedirlo y Apego (Attachment): excesiva implicación y cercanía emocional con otros significativos (con frecuencia los padres).

c) En el dominio de Falta de Límites se incluyen los esquemas que reflejan falta de límites internos, de capacidad de responsabilizarse ante los demás o de llevar a cabo acciones orientadas al logro de objetivos a largo plazo: Derecho/Grandiosidad (Entitlement/Grandiosity): creencia de que uno es superior a los demás, de que tiene derechos y privilegios especiales; e Insuficiente Autocontrol (Insufficient Self-Control): énfasis exagerado en la evitación de la incomodidad, el dolor, el conflicto, la confrontación, la responsabilidad o el esfuerzo excesivo.

d) El dominio de Foco en los demás consiste en una focalización excesiva hacia los deseos de los demás a expensas de las propias necesidades: Subyugación (Subjugation): sujeción excesiva al control de los demás, porque uno se siente obligado, generalmente para evitar reacciones de ira, retaliación o abandono; y Autosacrificio (Self-Sacrifice): concentración excesiva y voluntaria en la satisfacción de las necesidades de los demás. Por último, e) el dominio de Sobrevigilancia implica un excesivo énfasis en el control de los sentimientos espontáneos con el fin de evitar cometer errores e incluye los siguientes esquemas: Inhibición Emocional (Emotional Inhibition): inhibición excesiva de acciones y sentimientos generalmente para evitar la desaprobación de los demás y Estándares Inflexibles (Unrelenting Standards): actitud hipercrítica hacia uno mismo y hacia los demás.

Para la evaluación de los esquemas, Young desarrolló el Cuestionario de Esquemas (Schema Questionnaire). La versión completa de este instrumento consiste en 205 ítems que evalúan las cinco dimensiones mencionadas y dieciséis esquemas inadaptados tempranos. Schmidt, Joiner, Young y Telch (1995) realizaron una investigación en la que evaluaron las propiedades psicométricas y la estructura jerárquica del cuestionario. En esa investigación los autores realizaron un análisis factorial exploratorio que apoyó la existencia de la mayoría de los esquemas propuestos por Young. Las mayores discrepancias respecto al modelo teórico las encontraron en lo referente a las dimensiones de segundo orden. El análisis de componentes principales de la matriz de intercorrelación de los esquemas cognitivos produjo tres factores de orden superior distintos a los cinco dominios propuestos por Young (1990). Schmidt et al. (1995) denominaron a estos tres factores de segundo orden con las etiquetas de Desconexión, Sobreconexión y Estándares Exagerados. Posteriormente, Lee, Taylor y Dunn (1999) analizaron la estructura factorial a través del análisis de componentes principales, en población clínica de Australia. En este caso los autores obtuvieron una estructura de segundo orden diferente a la obtenida por Schmidt et al. (1995), incluyendo, entre otros aspectos, un cuarto factor de segundo orden que denominaron Límites Deteriorados.

A pesar de la validez del cuestionario de esquemas, el elevado número de ítems que lo componen hacen de este un instrumento largo y en ocasiones pesado de contestar, especialmente cuando se utiliza con población clínica. Por ello, a partir de los resultados del estudio de Schmidt et al. (1995), Young desarrolló el Young Schema Questionnaire-Short Form ([YSQ-SF], Young, 1998), una versión reducida de 75 ítems, los cuales corresponden a 15 esquemas, seleccionando los 5 ítems con mayor peso de cada uno de los componentes del cuestionario original. Desde entonces, numerosos estudios han apoyado la validez del Cuestionario de Esquemas, sugiriendo una alta sensibilidad de la prueba para identificar psicopatología (Rijkeboer & van den Bergh, 2006; Rijkeboer, van den Bergh & van den Bout, 2005). Por ejemplo, puntuaciones elevadas se han asociado con trastornos de personalidad (Jovev & Jackson, 2004; Reeves & Taylor, 2007), depresión (Calvete, Estévez, López de Arroyabe & Ruiz, 2005; Stopa & Waters, 2005), ansiedad (Calvete et al., 2005; Welburn, Coristine, Dagg, Pontefract & Jordan, 2002), estrés postraumático (Jason, 2007) y trastornos de alimentación (Hinrichsen, Waller & Emanuelli, 2004; Meyer, Leung, Feary & Mann, 2001; Turner, Rose & Cooper, 2005; Waller, Oha-nian, Meyer & Osman, 2000).

En cuanto a la estructura del YSQ-SF, en Francia, Lachenal-Chevallet, Mauchand, Cottraux, Bouvard y Martin (2006), mediante análisis factorial exploratorio con 263 participantes, encontraron catorce factores, de los cuales 13 coincidían con los propuestos por Young. Además, hallaron diferencias significativas entre hombres y mujeres en los esquemas de Límites Insuficientes, Privación Emocional, Desconfianza/Maltrato, con puntuaciones superiores en hombres. La primera publicación que incluyó análisis factorial confirmatorio fue realizada por Welburn et al. (2002), en población clínica, con 196 pacientes. Se obtuvo una buena consistencia interna del YSQ-SF, con un alfa de Cronbach entre 0.76 y 0.93 para los 15 componentes. Se identificaron diferencias significativas en las puntuaciones de hombres y mujeres en los esquemas de Autosacrificio, Apego, Fracaso, Abandono y Defectuosidad, con puntuaciones superiores en mujeres. Ningún esquema de los dominios Sobrevigilancia y Falta de Límite presentó diferencias significativas. Un segundo estudio realizado por Calvete et al. (2005) con estudiantes universitarios españoles, obtuvo confirmación de los quince esquemas propuestos para el cuestionario. Este estudio comparó además diversas estructuras de segundo orden para el YSQ-SF: los cinco dominios propuestos por Young y tres obtenidos mediante análisis factorial exploratorio. Los resultados apoyaron el modelo de tres dominios como factores de segundo orden. El primer factor coincidió fundamentalmente con el dominio denominado por Young con la etiqueta de Desconexión y Rechazo (Young & Klosko, 1994). Este factor incluyó los esquemas de Privación Emocional, Inhibición Emocional, Aislamiento Emocional, Abuso e Imperfección. El segundo factor fue descrito como de Autoconcepto Negativo e incluyó los esquemas de Fracaso, Dependencia, Autocontrol Insuficiente, Apego, Vulnerabilidad, Abandono y Subyugación. El tercer factor, denominado Altos Estándares y Control, incluyó Grandiosidad, Altos Estándares y Autosacrificio. Un tercer estudio fue realizado por Villa, Calvete, Villardón y Cardeñoso (2005), quienes replicaron este estudio con una muestra de 1.140 estudiantes universitarios y encontraron que la estructura de tres factores de segundo orden explicaba mejor los datos que la estructura propuesta por Schmidt et al. (1995). Los resultados reportaron además diferencias significativas entre los hombres y las mujeres en algunos esquemas, siendo significativamente más elevados los hombres en Privación Emocional, Aislamiento, Inhibición Emocional y Grandiosidad, y las mujeres en Abandono, Fracaso, Vulnerabilidad y Autosacrificio. Un último estudio reportado con análisis confirmatorio fue el realizado por Hoffart, Sexton, Hedley y Wang (2005) con 1.037 pacientes psiquiátricos y no pacientes. Se aplicó de manera diferencial el Young Squema Questionarire-Long Form (YSQ-LF) y el YSQ-SF. Se evaluaron los tres modelos de estructura de orden superior para los 15 esquemas, indicando que el modelo de cuatro factores era la mejor alternativa: Desconexión, Autonomía, Estándares Exagerados y Límites Insuficientes.

En Colombia, aunque no se ha validado el YSQ-SF, sí se validó el instrumento YSQ-LF (Castrillón et al., 2005). A través del análisis factorial exploratorio, los resultados reportaron una estructura similar. En dicho estudio participaron 1.419 estudiantes universitarios (862 mujeres y 557 hombres) y el análisis apoyó once de los factores. Los esquemas que no emergieron fueron Aislamiento Social, Defectuosidad, Indeseabilidad Social, Fracaso, Dependencia y Subyugación. Además, el esquema de Estándares Inflexibles se presentó dividido, uno con ítems que representaron más las creencias de perfeccionismo y otros las de autoexigencia. El alfa de Cronbach de los factores osciló entre 0.71 y 0.85 y la prueba total alcanzó una puntuación de 0.91.

Después de presentar los resultados de los estudios mencionados sobre las revisiones que se han realizado del YSQ-SF, se consideró de gran relevancia realizar un segundo estudio de los datos recogidos en el estudio de Castrillón et al. (2005), analizando la estructura factorial de los ítems correspondientes al YSQ-SF, mediante análisis factorial confirmatorio. El objetivo del presente estudio fue, por tanto, evaluar la estructura del YSQ-SF en muestra colombiana. Además, dadas las discrepancias obtenidas en la literatura respecto a la estructura de segundo orden, en este estudio se quisieron comparar diversos modelos estructurales, incluyendo uno que coincidiera con los cinco dominios teóricos propuestos por Young y otro basado en los tres dominios obtenidos empíricamente en el estudio de Calvete et al. (2005) y de Villa et al. (2005). Por último, en este estudio se evaluó la presentación de diferencias significativas con relación al sexo, esperando encontrar puntuaciones superiores en mujeres en los esquemas pertenecientes a los dominios de Autonomía Insuficiente, y en los hombres en los dominios de Límites Insuficientes, tal como lo reportan algunos estudios (Lachenal-Chevallet et al., 2006; Villa et al., 2005; Welburn et al., 2002).

Método

Participaron 1.392 estudiantes universitarios 541 (39 %) hombres y 851 (61 %) mujeres, con edad media de 22.6 años (DE = 5) y rango de edad 16 - 51 años. La mayoría de los participantes pertenecían a un nivel socioeconómico medio (67 %) y con estado civil soltero (84 %) (Tabla 1).

Instrumento

El instrumento YSQ-SF fue elaborado por Young (1998). Es un instrumento autoaplicado que contiene 75 ítems y 15 componentes. Las opciones de respuesta son de tipo Likert y oscilan entre 1 y 6: 1= totalmente falso; 2 = la mayoría de las veces falso; 3 = más falso que verdadero; 4 = más verdadero que falso; 5 = la mayoría de las veces verdadero y 6 = me describe perfectamente. Los 15 componentes aparecen descritos en la introducción de este trabajo. Dos estudios (Stopa & Waters, 2005; Waller et al., 2000) han comparado las versiones corta y larga del SQ, encontrando que ambas aportan resultados muy similares en relación con diversos problemas psicológicos. El análisis factorial exploratorio de Wellburn et al. (2002) mostró que la estructura de 15 factores explicaba el 73.1 % de la varianza. El análisis factorial confirmatorio de Calvete et al. (2005) obtuvo excelentes indicadores de ajuste para la estructura de 15 factores. Como se ha mencionado en la introducción, las discrepancias se producen respecto a la estructura de segundo orden (e.j.: Calvete et al., 2005; Hoffart et al., 2005; Oei & Baranoff, 2007), sin que hasta el momento haya datos conclusivos sobre el número de factores de segundo orden. En cuando a la consistencia interna de los factores, la mayoría de los estudios ha obtenido coeficientes de consistencia alfa adecuados para las quince escalas de la versión corta (Baranoff, Oei, Kwon & Cho, 2006; Calvete et al., 2005; Glaser, Campbell, Calhoun, Bates & Petrocelli, 2002; Waller et al., 2000; Welburn et al., 2002), con la excepción del estudio de Stopa y Waters (2005), en el que alfa fue muy bajo para la escala de Vulnerabilidad (alfa = 0.07).

Procedimiento

Se seleccionaron los grupos de estudiantes de manera aleatoria en las diferentes universidades. Los investigadores accedieron a las aulas de clase donde los estudiantes tenían programadas actividades académicas, con previa información a los docentes por parte de las estancias académicas (directores

académicos, Decanos o jefes de programas) sobre la actividad investigativa. Los investigadores presentaron a los estudiantes la investigación y, luego de la lectura del consentimiento informado, quienes desearon participar voluntariamente contestaron el instrumento dentro del aula de clase. El tiempo promedio para responder el cuestionario fue de 20 minutos.

Análisis de datos

Se realizaron varios análisis factoriales confirmatorios mediante el programa LISREL 8.8 (Jóreskog & Sórbom, 2006) para probar los diferentes modelos teóricos para el YSQ-SF. Los parámetros para los análisis factoriales confirmatorios se calcularon utilizando la matriz de covarianzas de los ítems del cuestionario. Los modelos se probaron con el método de máxima verosimilitud, dado que las variables presentaban una distribución normalizada. La bondad del ajuste se evaluó con el índice de ajuste comparativo (CFI), la raíz cuadrada media de error de aproximación (RMSEA) y la raíz cuadrada estandarizada de los residuos (SRMR). Algunos autores han propuesto el criterio de que valores de CFI de 0.95 o superiores reflejan un ajuste adecuado y de que valores menores que 0.06 para RMSEA y menores de 0.08 para SRMR reflejan un buen ajuste (Hu & Bentler, 1999). Sin embargo, el estudio de Fan y Sivo (2007) sugiere que no se pueden establecer puntos de corte universales para estos índices, sino que los mismos dependen de aspectos diversos del modelo a evaluar, tales como el número de variables observadas y el grado de especificación del error. En consecuencia, en este estudio se optó por tomar decisiones sobre los modelos a partir de múltiples elementos tales como las cargas factoriales, la coherencia entre el modelo y la teoría subyacente, las consistencias internas de los factores y los mencionados índices de ajuste.

Resultados

Se especificaron tres modelos factoriales diferentes. El modelo 1 consistió en una estructura oblicua de 15 factores de primer orden, coincidente con los 15 esquemas propuestos por Young. El modelo 2 consistió en una estructura de segundo orden según la cual los cinco dominios teóricos propuestos por Young (Desconexión y Rechazo, Autonomía y Ejecución Deteriorada, Limites Deteriorados, Orientación hacia los demás, Inhibición) explicarían los quince factores de primer orden. En este modelo, siguiendo el procedimiento estándar para estructuras de segundo orden (Byrne, 1998), las correlaciones entre los quince factores fueron fijadas a cero, dado que el modelo especificó que estas relaciones estarían explicadas por los cinco factores de segundo orden. En el modelo 2 se permitió correlacionar entre sí los cinco factores de segundo orden de acuerdo con el modelo teórico de Young (1990). El modelo 3 fue similar al modelo 2, pero agrupó todos los esquemas en los tres factores de segundo orden obtenidos en los estudios con población española (Calvete et al., 2005; Villa et al., 2005). Las Figuras 1 y 2 representan los modelos 2 y 3, respectivamente, incluyendo las saturaciones de los factores de primer orden en los factores de segundo orden.

En la Tabla 2 se presentan los índices de ajuste para cada uno de los tres modelos. Todos ellos fueron excelentes, si bien los mejores resultados se obtuvieron para el modelo 1, la comparación entre modelos mostró que el modelo 2 aumentaba significativamente el valor de %² respecto al modelo 3, X² (5, N =1.392) = 201, p < 0.01. A su vez, ambos modelos de segundo orden aumentaban significativamente %² respecto al modelo 1. Las Figuras 1 y 2 muestran los dos modelos de segundo orden.

En la Tabla 3 se presentan el peso de las variables en cada uno de los factores obtenidos a través del análisis factorial confirmatorio y la consistencia interna de las escalas. Cada uno de los factores analizados mostró un alfa de Cronbach superior a 0.73.

En la Tabla 4 se presenta la matriz de correlaciones entre ítems que conforman cada uno de los factores, Rango de correlación (0.811-0.249), hallados en los factores de Aislamiento Social y Defectuosidad, respectivamente.

Por último, con el fin de comprobar si existían diferencias significativas con relación al sexo, se realizaron las pruebas de normalidad de las variables esquemas. Un examen de los valores de asimetría y curtosis mostró que no presentaban una distribución normal, por lo que se procedió a analizarlos con pruebas no paramétricas para dos muestras independientes (U de Mann-Whitney). Los resultados reportaron diferencias significativas en la mayoría de las variables, con puntuaciones superiores en los hombres (Privación Emocional, Desconfianza, Defectuosidad, Aislamiento, Fracaso, Dependencia, Vulnerabilidad, Subyugación, Inhibición, Grandiosidad y Autocontrol Insuficiente). Se calcularon los tamaños del efecto (d). Habitualmente se consideran los valores 0.2, 0.5 y 0.8 como indicadores de d bajo, moderado y alto (Cohen, 1988). Siguiendo este criterio, las diferencias fueron pequeñas en todos los casos. Los valores de las medias estadísticas y las desviaciones se presentaron con valores específicos al sexo y los globales (Tabla 5).

Discusión

El principal objetivo de este estudio fue estudiar la estructura factorial del Young Schema Questionnaire-Short Form ([YSQ-SF], Young, 1999) en estudiantes universitarios colombianos. Los resultados confirmaron la existencia de los quince factores o esquemas propuestos originalmente para el instrumento. Las cargas factoriales de los ítems en los quince esquemas fueron adecuadas en todos los casos. Además, los niveles de confiabilidad de la escala fueron bastante buenos. La prueba total alcanzó un nivel de 0.957 alfa de Cronbach y, para cada uno de los 15 factores analizados, los valores oscilaron entre 0.74 y 0.89. De los 15 esquemas, 11 obtuvieron un alfa aproximado o superior a 0.8. Dichos resultados sugieren que la prueba presenta una adecuada consistencia interna para sus escalas. Estos valores son muy similares a los obtenidos en el estudio en Colombia con análisis exploratorio para el YSQ-L2 (Castrillón et al., 2005) y ligeramente superiores. Estos niveles son regularmente encontrados en las investigaciones (Oei & Baranoff, 2007), tanto en población normal como en clínica, con valores superiores en muestras clínicas (Calvete et al., 2005; Welburn et al., 2002).

Sin embargo, los resultados fueron menos claros respecto a la estructura de segundo orden. Por un lado, es importante reseñar que el modelo 2, consistente en cinco factores de segundo orden, obtuvo buenos indicadores de ajuste. Este modelo está basado en la estructura de cinco dominios teóricos propuestos por Young (Desconexión y Rechazo, Sobreconexión, Estándares Exagerados y Límites Deteriorados), los cuales explicarían los quince factores de primer orden. Los resultados de este modelo también pueden interpretarse como válidos en la población colombiana. La importancia teórica de este modelo es que valida el presupuesto teórico según la Terapia Centrada en los Esquemas referente a los logros que las personas deben alcanzar en su desarrollo psicoafectivo, ya que cada dominio viene a corresponderse con una necesidad evolutiva no satisfecha (Young, Klosko & Weishaar, 2003).

Por otro lado, el grado de ajuste del modelo anterior fue muy similar al obtenido por el modelo alternativo consistente en una estructura de tres factores de segundo orden, tal y como se había encontrado en muestras españolas. De esta manera los resultados de este estudio se suman a los obtenidos en estudios previos, mostrando que los detalles referentes a la estructura de segundo orden para el YSQ-SF, están aún por definir (Calvete et al., 2005; Lee et al., 1999; Schmidt et al., 1995). Es importante, en cualquier caso, reseñar que aunque ambos modelos jerárquicos obtuvieron indicadores de ajuste ligeramente inferiores al modelo no jerárquico (modelo 1), estos presentan propiedades positivas tales como la simplicidad y parsimonia, ya que implican muchos menos parámetros.

En relación con las diferencias en los esquemas entre los hombres y las mujeres, diversos estudios han identificado una tendencia en los esquemas del dominio Límites Insuficientes con puntuaciones superiores en los hombres, y del dominio en Sobreconexión en las mujeres. Lachenal-Chevallet et al. (2006), en Francia, encontraron diferencias en los esquemas de Límites Insuficientes, Privación Emocional, Desconfianza/Abuso, con puntuaciones superiores en hombres. Welburn et al. (2002) en Canadá, en los esquemas de Autosacrificio, Apego, Fracaso, Abandono y Defectuosidad, con puntuaciones superiores en mujeres. En España, Villa et al. (2005) reportaron puntuaciones significativamente superiores en hombres en esquemas de Privación Emocional, Aislamiento, Inhibición Emocional y Grandiosidad, y en mujeres en esquemas de Abandono, Fracaso, Vulnerabilidad y Autosacrificio.

En Colombia, si bien aparentemente se presentaron diferencias significativas en la mayoría de los esquemas con relación al sexo, con puntuaciones superiores en los hombres (Privación Emocional, Desconfianza/Abuso, Defectuosidad, Aislamiento, Fracaso, Dependencia, Vulnerabilidad, Subyugación, Inhibición, Grandiosidad y Autocontrol Insuficiente), estos resultados no son concluyentes, dado que los tamaños del efecto fueron muy pequeños. Así, para la población colombiana, podría indicarse que las diferencias en esquemas están menos influidas por los roles culturales relacionados con el género.

En síntesis, el presente estudio apoya la validez y adecuación del YSQ-SF con población colombiana. La confirmación de los quince esquemas propuestos sugiere que el constructo teórico que subyace a la teoría de los esquemas inadaptados tempranos de Young, es muy estable y consistente en diversas culturas.

Baranoff, J., Oei, T. P. S., Kwon, S. M. & Cho, S. (2006). Factor structure and internal consistency of the Young Schema Questionnaire (Short Form). Journal of Affective Disorders, 93, 133-140.         [ Links ]

Beck, A. T., Emery, G. & Greenberg, R. (2005). Anxiety disorders and phobias: A cognitive perspective (2^a ed.). New York: Basic Books.         [ Links ]

Beck, A. T., Freeman, A., Davis, D. A., Pretzer, J., Fleming, B., Ottaviani, R. et al. (2004). Cognitive therapy of personality disorders (2^a ed.). New York: The Guilford Press.         [ Links ]

Beck, A. T., Rush, A. J., Shaw, B. F. & Emery, G. (1979). Cognitive therapy of depression. Nueva York: Guil-ford Press.         [ Links ]

Beck, A. T., Wright, F. D., Newman, C. F. & Liese, B. S. (1999). Terapia cognitiva de la drogodependencia. Barcelona: Paidós.         [ Links ]

Byrne, B. (1998). Structural equation modeling with LIS-REL, PRELIS, and SIMPLIS: Basic concepts, applications, and programming. Mahwah, NJ: Erlbaum.         [ Links ]

Calvete, E., Estévez, A., López de Arroyabe, E. & Ruiz, P. (2005). The Schema Questionnaire Short Form. Structure and relationship with automatic thoughts and symptoms of affective disorders. EuropeanJournal of Psychological Assessment, 21(2), 90-99.         [ Links ]

Castrillón, D., Chaves, L., Ferrer, A., Londoño, N., Maestre, K., Marinn, C. & Schnitter, M. (2005). Validación del Young Schema Questionnaire Long Form (2^a ed.) (YSQ - L2) en población colombiana. Revista Latinoamericana de Psicología, 37(3), 541-560.         [ Links ]

Clark, D. A. (2004). Cognitive-Behavioral Theory and Treatment of Obsessive-Compulsive Disorder. En R. Leahy (Ed.), Contemporary Cognitive Therapy. Theory, Research, and Practice (pp. 131-183). New York, NY: The Guilford Press.         [ Links ]

Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2^a ed.). Hillsdale, NJ: Erlbaum.         [ Links ]

Fan, X. & Sivo, S. A. (2007). Sensitivity of fit indices to model misspecification and model types. Multivariate Behavioral Research, 42, 509-529.         [ Links ]

Glaser, B. A., Campbell, L. F., Calhoun., G. B., Bates, J. M. & Petrocelli, J. V. (2002). The Early Maladaptive Schema Questionnaire-Short Form: A construct validity study. Measurement and Evaluation in Counselling and Development, 35, 2-13.         [ Links ]

Hinrichsen, H., Waller, G. & Emanuelli, F. (2004). Social anxiety and agoraphobia in the eating disorders: Associations with core beliefs. Journal of Nervous Mental Disease, 192(11), 784-787.         [ Links ]

Hoffart, A., Sexton, H., Hedley, L. M. & Wang, C. E. (2005). The structure of maladaptive schemas: A confirmatory analysis and a psychometric evaluation of factor-derived scales. Cognitive Therapy and Research, 29(6), 6-27.         [ Links ]

Hollon, S. & DeRubeis, R. (2004). Effectiveness of treatment for depression. En R. Leahy (Ed.), Contemporary Cognitive Therapy. Theory, Research, and Practice (pp. 45-61). New York: The Guilford Press.         [ Links ]

Hu, L. & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1-55.         [ Links ]

Jason, P. (2007). Cognitive schemas, defense mechanisms and post-traumatic stress. Psychology and Psychotherapy: Theory, Research and Practice, 80(3), 343- 353.         [ Links ]

Jöreskog, K. G. & Sörbom, D. (2006). LISREL 8.8 for Windows [Software de cómputo]. Lincolnwood, IL: Scientific Software International, Inc.         [ Links ]

Jovev, M. & Jackson, H. J. (2004). Early maladaptive schemas in personality disorder. Journal of Personality Disorder, 18(5), 467-78.         [ Links ]

Lachenal-Chevallet, K., Mauchand, P., Cottraux, J., Bouvard, M. & Martin, R. (2006). Factor analysis of the Schema Questionnaire-Short Form in a nonclinical sample. Journal of Cognitive Psychotherapy: An International Quarterly, 20(3), 311-318.         [ Links ]

Lee, C. W., Taylor, G. & Dunn, J. (1999). Factor structure of the Schema Questionnaire in a large clinical sample. Cognitive Therapy and Research, 23(4), 441-451.         [ Links ]

Little, T. D., Slegers, D. W. & Card, N. A. (2006). A non-arbitrary method of identifying and scaling latent variables in SEM and MACS models. Structural Equation Modeling, 13, 59-72.         [ Links ]

Meyer, C., Leung, N., Feary, R. & Mann, B. (2001). Core beliefs and bulimic symptomatology in non-eating-disordered women: The mediating role of borderline characteristics. International Journal Eat Disorder, 30(4), 434-440.         [ Links ]

Oei, T. & Baranoff, J. (2007). Young Schema Questionnaire: Review of psychometric and measurement issues. Australian Journal of Psychology, 59(2), 78-86.         [ Links ]

Reeves, M. & Taylor, J. (2007). Specific relationships between core beliefs and personality disorders symptoms in a non-clinical sample. Clinical Psychology and Psychotherapy, 14, 96-104.         [ Links ]

Rijkeboer, M. M. & van den Bergh, H. (2006). Multiple group confirmatory factor analysis of the Young Schema Questionnaire in a Dutch clinical versus Non-clinical population. Cognitive Therapy Research, 30, 263-278.         [ Links ]

Rijkeboer, M. M., van den Bergh, H. & van den Bout, J. (2005). Stability and discriminative power of the Young Schema-Questionnaire in a Dutch clinical versus non-clinical population. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 36(2), 129-44.         [ Links ]

Scher, C., Segal, Z. & Ingram, R. (2004). Beck's theory of depression. Origirns, empirical status, and future. Directions for cognitive vulnerabiliy. En R. Leahy (Ed.), Contemporary Cognitive Therapy. Theory, Research, and Practice (pp. 27-44). New York: Guilford Press.         [ Links ]

Schmidt, N. B., Joiner, T. E., Young, J. E. & Telch, M. J. (1995). The Schema Questionnaire: Investigation of psychometric properties and the hierarchical structure of a measure of maladaptative schemas. Cognitive Therapy and Research, 19(3), 295-321.         [ Links ]

Stopa, L. & Waters, A. (2005). The effect of mood on responses to the Young Schema Questionnaire-Short Form. Psychology and Practice, 78, 45-57.         [ Links ]

Tolin, D., Hannan, S., Maltby, N., Diefenbach, G. J., Worhunsky, P. & Brady, R. E. (2007). A randomized controlled trial of self-directed versus therapist-directed cognitive-behavioral therapy for obsessive-compulsive disorder patients with prior medication trials. Behavior Therapy, 38, 179-191.         [ Links ]

Turner, H. M., Rose, K. S. & Cooper, M. J. (2005). Parental bonding and eating disorder symptoms in adolescents: The meditating role of core beliefs. Eating Behavior, 6(2), 113-118.         [ Links ]

Villa, A., Calvete, E., Villardón, L. & Cardeñoso, O. (2005). Estilos cognitivos y autoconcepto en estudiantes universitarios. Desarrollo de instrumentos de medida e impacto en el ajuste psicológico. Bilbao: Universidad de Deusto.         [ Links ]

Welburn, K., Coristine, M., Dagg, P., Pontefract, A. & Jordan, S. (2002). The Schema Questionnaire-Short Form: Factor analysis and relationship between schemas and symptoms. Cognitive Therapy and Research, 26, 519-530.         [ Links ]

Waller, G., Ohanian, V., Meyer, C. & Osman, S. (2000). Cognitive content among bulimic women: The role of core beliefs. International Journal Eat Disorder, 28 (2), 235-241.         [ Links ]

Young, J. E. (1990). Cognitive therapy for personality disorders: A schema-focussed approach. Sarasota, Fl.: Professional Resource Press.         [ Links ]

Young, J. E. (1998). The Young Schema Questionnaire: Short Form. Disponible en hhtp://www.schema-therapy.com/id54.htm        [ Links ]

Young, J. E. (1999). Cognitive therapy for personality disorders: A schema focused approach (3^a ed.). Sarasota, FL: Professional Resource Press.         [ Links ]

Young, J. E. & Brown, G. (1994). Young Schema Questionnaire (2^a ed.). En J. E. Young (1994), Cognitive therapy for personality disorders: A schema-focused approach (ed. rev.). Sarasota, Fl.: Professional Resource Exchange.         [ Links ]

Young, J. E. & First, M. (1996). Schema mode listing. New York: Cognitive Therapy Center.         [ Links ]

Young, J. E. & Klosko, J. (2001). Reinventa tu vida. Barcelona: Paidós.         [ Links ]

Young, J. E., Klosko, J. S. & Weishaar, M. E. (2003). Schema therapy: A practitioner's guide. New York: Guilford Press.         [ Links ]