Introducción

El concepto de impulsividad, amplia­mente utilizado en la literatura psicológica, tiene distintas acepciones que no siempre son explicitadas por los autores que utilizan el término. Esto genera conclusiones con­tradictorias entre trabajos de distintas lí­neas teóricas, por estar utilizando concep­ciones diferentes de la impulsividad. Un trabajo pionero fue el de Whiteside y Lynam (2001) quienes propusieron un modelo mul­tifactorial de la impulsividad, que se basó en la teoría de los cinco grandes factores de la personalidad (Costa, & McCrae, 2000). Di­cho modelo contempla cuatro clases de im­pulsividad, las cuales pueden ser analizadas a partir del cuestionario Neuroticism Extra­version Openness - personality Inventory Revised (NEO-PIR, Schmitt, Allik, McCrae, & Benet-Martínez, 2007). Los autores tam­bién utilizaron teorías del refuerzo para ex­plicar cómo estas tendencias generan el aprendizaje de estos comportamientos y su mantenimiento en el tiempo.

Los cuatro factores que presentan están relacionados con escalas específicas del In­ventario NEO-PIR:

1. - La subescala impulsividad (impulsivity) del factor neuroticismo estaría aso­ciada con los comportamientos compulsi­vos, mediante los cuales el individuo intenta evitar, por refuerzo negativo, el malestar ocasionado por el distrés. Los autores lla­man urgencia (urgency) a esta característica dependiente de la alta emocionalidad y de la inhabilidad para controlar los impulsos.

2. - La subescala búsqueda de excitación (excitement seeking) del factor extroversión está relacionada con los aprendizajes basa­dos en el refuerzo positivo. El individuo encontraría a partir de este rasgo niveles motivacionales que le hacen tender hacia la aproximación conductual sobre objetivos placenteros a partir de señales condiciona­das apetitivas. Los autores denominan bús­queda de sensaciones (sensation seeking) a esta faceta de la extroversión.

3. - La subescala reflexión o deliberación (deliberation) del factor escrupulosidad. Las bajas puntuaciones en esta escala per­mitirían operacionalizar la impulsividad propiamente dicha o el actuar sin pensar. Whiteside y Lynam la llaman falta de pla­nificación o premeditación (lack of plan­ning).

4. - La subescala autodisciplina (self-dis­cipline) del factor escrupulosidad. Las pun­tuaciones bajas en esta escala permitirían medir la falta de persistencia del individuo, para mantener un comportamiento en au­sencia de recompensas: esto se manifiesta como inconstancia, tendencia al aburri­miento, etcétera. A este tipo de comporta­mientos se los denomina falta de persisten­cia (lack of persistence).

Los autores han creado la escala: Ur­gency, Persistence, Planning and Sensation - Revised (UPPS-R; Whiteside, Lynam, Mi­llar, & Reynolds, 2005), basándose en las cuatro facetas de la impulsividad descriptas por el modelo NEO-PIR. Se ha probado la sensibilidad de las variables de impulsivi­dad de la UPPS-R para discriminar, entre di­versos cuadros psicopatológicos, la presen­cia o no de conductas antisociales. Así, en sujetos con diagnóstico de trastorno límite de la personalidad, jugadores compulsivos y alcohólicos, pudo identificarse comorbilidad con el trastorno antisocial de la per­sonalidad por sus altas puntuaciones en las escalas Urgencia, Falta de Planificación y Búsqueda de Sensaciones de dicho inven­tario. En el caso de pacientes alcohólicos, un estudio indica que elevadas puntuaciones en la escala Urgencia de la UPPS-R estarían relacionadas también con un subtipo parti­cular de alcoholismo con altas comorbilidades en psicopatología (Whiteside, & Lynam, 2009). En pacientes con trastornos de obesidad, la Urgencia mostró ser el fac­tor más destacado para el mantenimiento de los problemas conductuales en torno a la alimentación (Billieux, Gay, Rochat, & van der Linden, 2010). Este rasgo se encuentra asociado con una mayor intolerancia a la in­certidumbre (Rodríguez de Behrends, & Brenlla, 2015).

Cyders, Littlefield, Coffey y Karyadi (2014) estudiaron una versión abreviada del Inventario UPPS, hallando predicciones de los tres subtipos de impulsividad con con­ductas de riesgo en la muestra de encuestados. La urgencia se relaciona con el mayor consumo de alcohol, presencia de atracones y juego patológico, mientras que la bús­queda de sensaciones, con el mayor con­sumo de alcohol, conductas sexuales de riesgo, uso de drogas y juego patológico. Por otra parte, la falta de premeditación se asoció con la mayor utilización de drogas.

Recientemente, un estudio centrado en factores de riesgo para la recuperación en grupos terapéuticos para trastornos alimen­tarios, mostró que la urgencia es el mejor factor predictivo de la recuperación para mujeres con trastornos alimentarios de tipo bulímico con presencia de atracones y purga (Bardone-Cone, Butler, Bark, & Koller, 2016). Los autores consideran que inter­venciones sobre este subtipo de impulsivi­dad serán clave para aumentar los logros te­rapéuticos en este grupo de pacientes. Por otro lado, la impulsividad por irreflexión es detectado como un estilo de afrontamiento contraproducente en tareas de rescate y asis­tencia a víctimas de catástrofes en la po­blación argentina (Cosentino, Azzollini, De­paula, & Castillo, 2016).

En nuestro medio se ha diseñado un ins­trumento que mide tres de las concepciones de impulsividad planteadas más arriba: im­pulsividad por imprevisión, búsqueda de sensaciones y urgencia compulsiva. El Cuestionario de Urgencia, Búsqueda de Sensaciones e Impulsividad (CUBI, XX 2017) ha sido creado a partir del análisis de 12 escalas que miden diferentes concepcio­nes de la impulsividad. Los instrumentos utilizados originariamente para su cons­trucción han sido el Temperament and Cha­racter Inventory - Revised (TCI-R; Cloninger, Przybeck, Svrakic, & Wetzel, 1994), el Neuroticism, Extraversión and Openness to Experience Personality Inventory - Revised (NEO-PIR; Costa & McCrae, 2000) y el Urgency Premeditation Perseverance Sen­sation Seeking (UPPS; Whiteside et al., 2005). Del TCI-R se utilizaron las subesca­las de la dimensión Búsqueda de Novedad (BN). Las cuatro subescalas de BN son Ex­ploración (Exploration), Impulsividad (Impulsivity), Extravagancia (Extravagance) y Desorden (Disorder). Para este fin se aplicó la versión local de este instrumento (Squi­llace, Picón-Janeiro, & Schmidt, 2014). Del NEO-PIR se aplican los ítems de las subes­calas: Impulsividad (Impulsivity), Búsqueda de Excitación (Excitement Seeking), Auto­disciplina (Self-discipline) y Deliberación (Deliberation). Las puntuaciones de las es­calas Autodisciplina y Deliberación fueron invertidas para medir la característica opuesta, falta de disciplina e irreflexión, respectivamente. En cuanto al tercer ins­trumento, el Inventario UPPS, se llevó a cabo una adaptación de las escalas Urgencia (Urgency), Falta de Premeditación (Lack of Premeditation), Falta de Perseverancia (Lack of Perseverance) y Búsqueda de Sen­saciones (Sensation Seeking) (Squillace & Picón-Janeiro, 2017). Los ítems resultan­tes -100 en total- fueron aleatorizados para conformar un nuevo inventario mante­niendo en común el tipo de respuesta Likert del NEO-PIR-Short Form (NEO-PIR-S; Schmidt, Leibovich, Giménez, & Cafici, 2017). Para investigar el comportamiento de los ítems y su posible agrupación en facto­res, se utilizó un análisis factorial explora­torio, debido a que se buscaba conocer la es­tructura subyacente al conjunto de obser­vaciones. El uso de los tres instrumentos en nuestro medio es insuficiente para especifi­car un modelo confirmatorio. Los índices de asimetría y curtosis de Mardia (1970) mos­tró una distribución alejada de la normali­dad, por lo cual se recurrió a una matriz de dispersión con correlaciones policóricas. Para extraer el número de dimensiones se aplicó el procedimiento de análisis parale­los de óptima implementación recurriendo a procedimientos de mínimos cuadrados. Se utilizó el método promin como método de rotación oblicua por considerar que los constructos se encontraban relacionados (Lorenzo-Seva, 1999). Se descartaron ítems con un bajo pesaje (inferior a .30 según cri­terios de Hair, Anderson, Tatham & Black, 1998). Permanecieron 53 ítems que podían resumirse en tres dimensiones. El factor I explicó el 23.3% de la varianza total, el factor II el 13.6% y el factor III el 9.1%.

El inventario CUBI original consta, por lo tanto, de 47 ítems divididos en tres su­bescalas. Se han fusionado las escalas de Impulsividad por Imprevisión y Falta de Persistencia debido a las altas correlaciones entre ambas, considerando que a nivel teó­rico es más consistente pensar en tres sub­tipos de impulsividad. El CUBI no incluye Falta de Persistencia del modelo original por no considerarla un subtipo de impulsi­vidad, sino un rasgo asociado a la Impulsi­vidad por Imprevisión.

El objetivo del presente trabajo fue cons­truir una versión abreviada del CUBI (18 ítems), cuyo original está compuesto por 47 ítems, manteniendo las propiedades fac­toriales y evitando la fatiga que ocasiona completar muchos ítems que miden los mis­mos constructos y mejorando la eficiencia en la obtención de datos.

Método

Participantes

La muestra estuvo conformada por 675 participantes voluntarios de la población general de la Ciudad Autónoma de Buenos Aires (57% mujeres). La edad promedio fue de 33.5 años (DE= 15.7), con un rango de 18 a 81 años. La mediana de edad de la muestra fue de 26 años. En cuanto a los es­tudios alcanzados, la muestra estuvo com­puesta por un 3% de personas con estudios primarios, un 30% con estudios secunda­rios, un 58% con estudios terciarios/universitarios y un 5% con estudios de pos­grado.

Instrumento

El Cuestionario de Urgencia, Búsqueda e Impulsividad de 18 ítems (CUBI-18) consta de tres escalas que miden tres concepciones distintas de la impulsividad. Las escalas son: Urgencia Compulsiva (6 ítems), Bús­queda de Sensaciones (6 ítems) e Impulsi­vidad por Imprevisión (6 ítems) (ver Apén­dice I).

Se trata de un cuestionario de autoin­forme donde se presentan afirmaciones so­bre la propia personalidad y el respondiente debe decidir en qué medida se ajustan a su forma habitual de comportarse. Los ítems son de respuesta tipo Likert de cinco op­ciones. El diferencial semántico fue extra­ído del Neuroticism Extroversion and Open­ness to Experience Personality Inventory Revise- Short Form (NEO-PIR-S; Schmidt, et al., 2017). Las opciones son las siguien­tes: totalmente de acuerdo, de acuerdo, no puedo decidirme, en desacuerdo y total­mente en desacuerdo.

Procedimiento

Se seleccionaron 18 ítems de los 47 re­activos originales de la prueba CUBI (2017), teniendo en cuenta aquellos que me­jor reflejaban la validez de contenido de las escalas completas. Para ello, los autores de este estudio evaluaron de forma indepen­diente los ítems del CUBI y puntuaron de 1 a 5 aquellos que mejor identificaban las di­ferentes facetas de los tres constructos me­didos. Las coincidencias entre ambos eva­luadores superaron un índice de acuerdo kappa del 80%, eligiéndose los 6 mejores ítems de cada subescala.

Luego, los 18 ítems seleccionados fueron aleatorizados a fin de constituir un nuevo inventario que evitara efectos del orden de presentación. Se respetó la escala tipo Li­kert original de cinco opciones de respuesta.

El muestreo realizado fue de tipo no probabilístico por conveniencia (Montero, & León, 2005). Los participantes fueron con­tactados a través de estudiantes de la Fa­cultad de Psicología de la Universidad de Buenos Aires, a quienes se les solicitó con­vocar a familiares o amigos teniendo en cuenta los siguientes criterios de inclusión: los participantes no podían ser profesiona­les psicólogos ni estudiantes de psicología, no debían estar tomando medicación psi­quiátrica, ni tener diagnóstico de trastorno psicopatológico. También se ponderó si los individuos se encontraban en buenas con­diciones para realizar la tarea al momento de la evaluación, excluyéndose aquellos con situaciones de fiebre, dolor, depresión o an­siedad evidentes. Se les pidió su participa­ción voluntaria en la experiencia y se les ga­rantizó la confidencialidad de los datos que suministraran. Además, firmaron un con­sentimiento informado (basado en las de­claraciones de la Asamblea Médica Mundial de Helsinki), en la cual el responsable de la experiencia se comprometía al estricto res­peto de la confidencialidad y anonimato de los datos recabados.

Tratamiento estadístico de los datos

Para investigar el comportamiento de los ítems y su posible agrupación en factores, se utilizó un análisis factorial exploratorio a través del programa FACTOR (Lorenzo- Seva, & Ferrando, 2013). Se prefirió este análisis, en lugar del análisis factorial con­firmatorio, debido a que no se buscaba pro­bar un modelo, sino conocer la estructura subyacente al conjunto de observaciones y su comportamiento. La función de la teoría ha sido la de permitir el planteo de una se­rie de hipótesis respecto del número de fac­tores que se esperaba encontrar y la relación entre ellos; sin embargo, el uso del CUBI en nuestra población aún es insuficiente para especificar un modelo confirmatorio. Los índices de asimetría y curtosis de Mardia (1970) indican una distribución alejada de la normalidad en los ítems (asimetría: 1838.3, p= 1.00; curtosis: 6.9, p < .000). Debido a que muchos de los ítems se alejan de la distribución normal, se recurrió a una matriz de dispersión con correlaciones policóricas. Para calcular el número de di­mensiones en el inventario se aplicó el pro­cedimiento de análisis paralelos de óptima implementación y, conjuntamente, se ex­trajo la cantidad de factores recurriendo al procedimiento de mínimos cuadrados no ponderados de Kaiser.

Se utilizó el método promin como mé­todo de rotación oblicua por considerar que los constructos se encontrarían relacionados (Lorenzo-Seva, 1999). Se realizaron todos estos procedimientos para la muestra com­pleta, para la submuestra de mujeres y la submuestra de hombres. Para estimar la confiabilidad del instrumento se analizó la consistencia interna de las escalas a partir de la aplicación del coeficiente omega de Heise y Bohrnstedt (McDonald, 1999).

Con el fin de observar la consistencia del análisis factorial hallado, se llevó a cabo un análisis en muestras independientes (García Cueto, 1994). Se utilizó el coefi­ciente de congruencia de Wrigley y Neu­haus (1955) para las mismas variables en muestras independientes a través de la pro­puesta de cálculo de Domínguez Lara (2013), donde el sexo de los participantes puede ser la variable a utilizar. Así, las muestras independientes son las dos es­tructuras factoriales observadas en las sub­muestras de hombres y mujeres.

Resultados

Siguiendo el criterio propuesto por Hair, Anderson, Tatham y Black (1998), se eli­minaron los ítems cuyos pesajes fueran in­feriores a .30 y aquellos que cargaran de forma compleja en más de un factor. No se encontraron ítems complejos al analizar los datos ni ítems que cargasen a la escala con un bajo pesaje.

Los 18 ítems se reagruparon para su aná­lisis. En la Tabla 1 se muestran los estadís­ticos descriptivos.

Los 18 ítems fueron agrupados en tres factores como la estructura más adecuada. El KMO obtenido fue .818 indicando una adecuada interrelación entre los ítems que permite realizar un análisis de componentes principales de los datos. La prueba de esfe­ricidad de Bartlett indica también valores adecuados [x2(153)= 1392.1, p < .001]. La determinante para el análisis de la matriz es adecuada (p < .001), así como el índice de bondad de ajuste (GfI = .98).

Tras aplicarse el análisis en paralelo de óptima implementación, se obtuvieron tres factores con autovalores superiores a la uni­dad. Luego de realizada la rotación de los factores, los autovalores obtenidos fueron los siguientes: El factor I explica el 28.4% de la varianza total, el factor II, el 14%, y el factor III el 11%. Los tres factores explican el 53.4% de la varianza, siendo este un cri­terio aceptable para establecer la presencia de tres factores.

A partir de la observación del gráfico de sedimentación se coincidió también en que los datos obtenidos ajustaban a la presencia clara de tres factores.

Siguiendo el criterio empleado por Tabachnick y Fidell (2001), primero se realizó una rotación oblicua inicial y se revisaron las correlaciones entre factores. Para su in­terpretación se utilizó la matriz de configu­ración. En la Tabla 2 se muestran los pesa­jes de cada ítem dentro de cada escala de los subtipos de impulsividad. Según el conte­nido de los ítems se han denominado a los factores como Urgencia Compulsiva (Factor

I), Impulsividad por Imprevisión (Factor II) y Búsqueda de Sensaciones (Factor III).

La consistencia interna de las tres esca­las fue estimada a partir del coeficiente omega de McDonald para cada uno de los factores y los valores obtenidos fueron los siguientes: Factor I (Urgencia Compulsiva): ro= .74 (6 ítems); Factor II (Impulsividad por Imprevisión): ro= .84 (6 ítems); Factor III (Búsqueda de Sensaciones): ro= .81 (6 ítems). Como se observa, los valores osci­laron entre los valores .74 y .84, lo cual su­giere que dentro de cada factor, todos los ítems muestran un buen grado de consis­tencia interna y homogeneidad.

Se aplicó el coeficiente producto-mo­mento r de Pearson para observar las co­rrelaciones entre las tres escalas. Todas mostraron asociaciones positivas y signifi­cativas (ver Tabla 3).

El análisis de discriminación de los ítems indica que éstos distinguen de manera con­fiable entre bajas y altas puntuaciones en cada uno de los tres subtipos de impulsivi­dad para las tres escalas halladas.

Se llevó a cabo el análisis factorial de forma independiente para mujeres y hom­bres. El análisis factorial exploratorio para mujeres arrojó resultados similares al aná­lisis general, sin necesidad de extraer nue­vos ítems y sin que surgieran comporta­mientos complejos en ellos. En la Tabla 4 se muestran los estadísticos descriptivos de los ítems en la muestra de mujeres.

Se realizó nuevamente la medición de adecuación muestral para el subgrupo de las mujeres. Los 18 ítems fueron agrupados en tres factores como la estructura más ade­cuada. El KMO obtenido fue .815 indicando una adecuada interrelación entre los ítems que permite realizar un análisis de compo­nentes principales de los datos. La prueba de esfericidad de Bartlett indica también valores adecuados [x2(153)= 937.

.001]. La determinante para el análisis de la matriz es adecuada (.001), así como el ín­dice de bondad de ajuste (GFI = .96).

Tras aplicar el análisis en paralelo de óp­tima implementación, se obtuvieron tres factores con autovalores superiores a la uni­dad. Luego de realizada la rotación de los factores, los autovalores obtenidos fueron los siguientes: El factor I explica el 29.8% de la varianza total, el factor II, el 13, y el factor III, el 10.5%. Los tres factores expli­can el 54.3% de la varianza, siendo este un criterio aceptable para establecer la presen­cia de tres factores.

Siguiendo el criterio empleado por Tabachnick y Fidell (2001), primero se realizó una rotación oblicua inicial y se revisaron las correlaciones entre factores. Para su in­terpretación se utilizó la matriz de configu­ración. En la Tabla 5 se muestran los pesa­jes de cada ítem dentro de cada escala de los subtipos de impulsividad. Según el conte­nido de los ítems se ha denominado a los factores Urgencia Compulsiva (Factor I), Impulsividad por Imprevisión (Factor II) y Búsqueda de Sensaciones (Factor III).

El análisis factorial exploratorio para la muestra de hombres indicó nuevamente re­sultados similares, sin necesidad de extraer nuevos ítems y no surgieron comporta­mientos complejos. En la Tabla 6 se mues­tran los estadísticos descriptivos de los ítems en la muestra de hombres.

Los 18 ítems fueron agrupados en tres factores como la estructura más adecuada. El KMO obtenido fue .703 indicando una adecuada interrelación entre los ítems que permite realizar un análisis de componentes principales de los datos. La prueba de esfe­ricidad de Bartlett indica también valores adecuados [x2(153)= 578.2, p < .001]. La determinante para el análisis de la matriz es adecuada (.001), así como el índice de bon­dad de ajuste (GFI = .97).

Tras aplicar el análisis en paralelo de óp­tima implementación se obtuvieron tres fac­tores con autovalores superiores a la unidad. Luego de realizada la rotación de los facto­res, los autovalores obtenidos fueron los si­guientes: El factor I explica el 20.2% de la varianza total, el factor II, el 13.1%, y el factor III, el 10%. Los tres factores explican el 43.3% de la varianza, siendo este un cri­terio aceptable para establecer la presencia de tres factores. En la Tabla 7 pueden ob­servarse los pesajes obtenidos dentro de cada factor por cada uno de los ítems al re­alizarse el análisis sólo para el caso de los hombres

Al tomar la muestra de mujeres y de hombres como dos grupos de comparación independientes se evaluó el coeficiente de congruencia para las mismas variables y muestras distintas (García Cueto, 1994). Los coeficientes para los tres factores fue­ron los siguientes: Factor I -Urgencia Com­pulsiva (J= .929, p < .001); Factor II - Im­pulsividad por Imprevisión (J= .987, p < .001); y Factor III - Búsqueda de Sensacio­nes (J= .974, p < .001). Los coeficientes ha­llados indican una muy buena congruencia entre las estructuras factoriales de las mues­tras de hombres y mujeres.

Discusión

Según los resultados descriptos, se puede concluir que la complejidad de los modelos que describen la impulsividad se adecúa a, por lo menos, tres tipos de categorizaciones del fenómeno, según el contenido de los ítems que covarían.

El primer factor está dado por aquellos comportamientos sostenidos por el alivio de la tensión interna producida por el estrés: los individuos, a través de la evitación ac­tiva o la realización de comportamientos compulsivos, buscan calmar el malestar. La impulsividad es entendida aquí como la in­capacidad para controlar los impulsos ante la tensión. Así se agrupan bajo este meca­nismo la urgencia (Billieux et al., 2010; Mobb, Crépin, Thiéry, Golay, & Van der Linden, 2010; Whiteside, & Lynam, 2009) y la impulsividad atencional (Barrat, Stan­ford, Kent, & Alan, 1997; Chahin, Cosi, Lorenzo-Seva, & Vigil-Colet, 2005). De aquí se desprende que individuos con alta emocionalidad poseen esta característica como parte de su neuroticismo. Estas per­sonas pueden sentirse impelidas a realizar comportamientos que son vividos como ur­gentes e imperiosos para su consumación. Una vez realizadas, estas conductas produ­cen un alivio inmediato y momentáneo que refuerza el comportamiento, aunque el in­dividuo en todo momento pueda ser cons­ciente de lo negativo de su proceder. Este subtipo es denominado en este trabajo ur­gencia compulsiva.

Por otro lado, se puede considerar a la impulsividad propiamente dicha, como el actuar rápido de forma no premeditada de­bido a una baja conciencia de las conse­cuencias o por subestimarlas. Este segundo factor está relacionado con ítems que deno­tan un estilo que no atiende a todas las op­ciones presentes al momento de la toma de decisiones. Bajo esta definición podemos encontrar a la impulsividad en sentido es­tricto (Eysenck, S. & Eysenck, H., 1977), la impulsividad disfuncional (Dickman, 2000), la impulsividad y extravagancia como ras­gos de la búsqueda de novedad (Goncalves, & Cloninger, 2010), la búsqueda de experiencias, la desinhibición y la suscep­tibilidad al aburrimiento (Zuckerman, 2007), la impulsividad por imprevisión (Barratt et al., 1997), la falta de planificación y la falta de persistencia (Mobb et al., 2010). Los individuos con una elevada impulsivi­dad por imprevisión, persiguen la consecu­ción de respuestas rápidas ante los estímu­los, con bajos o nulos procesos cognitivos mediacionales, lo que ocasiona respuestas rápidas con gran probabilidad de comisión de errores. Estos individuos poseen un estilo cognitivo de baja deliberación y planifica­ción del comportamiento, que ocasionaría la falta de atención a las consecuencias de los propios actos. Este subtipo es denominado en el presente estudio Impulsividad por Im­previsión.

El tercer factor se relaciona con todas aquellas conductas definidas por la bús­queda de actividad y de refuerzo positivo, así como la evitación activa de la frustra­ción. El contenido de los ítems puede ser común como categoría a la búsqueda de aventuras (Eysenck, S. & Eysenck, H., 1977), la impulsividad funcional (Dickman, 2000), la impulsividad como característica de la hiperactividad del sistema de aproxi­mación conductual (SAC, Gray, & Mc Naughton, 2003; Russo, Leone, Lauriola, & Lucidi, 2008; Wallace, Malterer, & New­man, 2009), la exploración como faceta de la búsqueda de novedad (Goncalves, & Cloninger, 2010), la búsqueda de sensaciones no impulsiva (Zuckerman, 2007), la impul­sividad motora (Chahin et al., 2005) y la búsqueda de excitación (Whiteside, & Lynam, 2001, 2009). Este subtipo de im­pulsividad, presente en diversos modelos teóricos, hace referencia a la alta sensibili­dad y a las señales de recompensa por parte de ciertos individuos, lo cual les promueve placenteramente a la búsqueda de novedad, excitación y sensaciones en general. El aprendizaje de estos comportamientos se refuerza directamente por la excitación in­mediata obtenida, generando refuerzo posi­tivo de estos comportamientos y su apren­dizaje. Este subtipo es denominado en este trabajo Búsqueda de Sensaciones.

La estructura de tres dimensiones de la impulsividad es equivalente al encontrado en la prueba CUBl original de 47 ítems (Squillace & Picón-Janeiro, 2017). Tal es­tructura de tres dimensiones de la impulsi­vidad, se halló tanto para la muestra total como para las submuestras de varones y mujeres. Los factores extraídos presentan adecuados índices métricos además de va­lidez de contenido. Para estimar la confia­bilidad del instrumento se aplicó el coefi­ciente ro de McDonald (1999), observán­dose índices adecuados de consistencia in­terna para cada escala.

En futuros trabajos se someterá el in­ventario completo a un análisis factorial confirmatorio para probar la estructura hipotetizada, poniendo a prueba si en el con­texto argentino, un modelo teórico de tres dimensiones de la impulsividad se ajusta adecuadamente a los datos. El análisis po­dría contar con el método Schmid-Leimann como proponen Mansolf y Reise (2016). Con un tamaño muestral mayor podría implementarse la equivalencia factorial a tra­vés del análisis factorial de grupo múltiple, así como índices de congruencia entre gru­pos distintos, además del caso de hombres y mujeres estudiados (García-Cueto, 1994).

Otro aspecto importante del presente tra­bajo es que la muestra está constituida por sujetos de la población general. A diferen­cia de las muestras de adaptación local fre­cuentemente utilizadas, en este estudio los participantes no fueron profesionales psi­cólogos ni estudiantes de psicología, por lo que, si bien la muestra no es representa­tiva, se ha logrado un elevado número de sujetos y características sociodemográficas heterogéneas.

El instrumento resultante tiene como fi­nalidad ser utilizado en futuras investiga­ciones donde se requiera comparar, simul­táneamente, tres nociones distintas de impulsividad. Este inventario ha demos­trado validez de contenido en cuanto a estas tres caracterizaciones de la impulsividad (Squillace, & Picón-Janeiro, 2015) y en este trabajo también presenta una buena estruc­tura factorial que lo respalda. La posibilidad de contar con un instrumento breve permite menores riesgos de fatiga y de respuestas menos válidas por parte de los evaluados, en especial cuando una prueba es administrada en el conjunto de una batería junto a otras pruebas (Gómez-Benito, Hidalgo, & Guilera, 2010). La estructura resultante es coin­cidente con el modelo de Whiteside y Lynam (2009), aunque en este caso no se presenten divididas las facetas falta de pre­visión y falta de disciplina, y pasen a inte­grar una misma estructura factorial dentro de Impulsividad por Imprevisión.

Tabla 2
Tabla 2

Pesajes de los ítems dentro de cada factor en la matriz de configuración.

Tabla 3

Tabla 3

Correlaciones entre las cuatro escalas obtenidas (n = 665)

Materiales suplementarios

Referencias bibliográficas

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