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                <journal-title>Clínica y Salud</journal-title>
                <abbrev-journal-title abbrev-type="publisher">Clínica y Salud</abbrev-journal-title>
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                <publisher-name>Colegio Oficial de Psicólogos de Madrid</publisher-name>
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            <article-id pub-id-type="doi">10.5093/clysa2018a8</article-id>
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                <article-title>Fusión Cognitiva en Trastornos de Personalidad: una Contribución a la
                    Investigación sobre Mecanismos de Cambio</article-title>
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                    <trans-title>Cognitive fusion in personality disorders: A contribution to
                        research on mechanisms of change</trans-title>
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                    Personalidad</institution>
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                    Hospital Dr. R. Lafora, Madrid, España</institution>
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            <author-notes>
                <corresp id="c01"><email>jmramos@cop.es</email> (J. M. Ramos).</corresp>
            </author-notes>
            <pub-date pub-type="epub-ppub">
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            <volume>29</volume>
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                    <license-p>Este es un artículo publicado en acceso abierto (<italic>Open
                            Access</italic>) bajo la licencia <italic>Creative Commons Attribution
                            Non-Commercial No Derivative</italic>, que permite su uso, distribución
                        y reproducción en cualquier medio, sin restricciones siempre que sin fines
                        comerciales, sin modificaciones y que el trabajo original sea debidamente
                        citado.</license-p>
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            </permissions>
            <abstract>
                <title>RESUMEN</title>
                <p>Diversos abordajes terapéuticos para personas con trastorno de personalidad (TP)
                    postulan diferentes mecanismos de cambio. Investigamos si el constructo fusión
                    cognitiva (FC) es relevante en el cambio terapéutico detectado en un grupo de
                    personas diagnosticadas de TP grave (N = 110) tras 6 meses de intervención
                    hospitalaria. Su nivel de FC es superior al de otras muestras publicadas (M =
                    38.5, DT = 8.98) y se asocia a mayor patología. Está relacionado con otros
                    constructos como pensamientos automáticos (r = .529; p &lt; .01) y actitudes
                    disfuncionales (r = .368, p &lt; .01). La FC se reduce tras el tratamiento (t =
                    4.897, p = .000, d = 0.65), pero no se confirma el supuesto del efecto
                    obstaculizador de la FC sobre el cambio sintomático en la depresión, la
                    perturbación global o la gravedad del TP. Se discuten los hallazgos en el
                    contexto del solapamiento de variables como posible explicación de la
                    constatación de que diferentes terapias produzcan beneficios similares y como
                    acicate para seguir construyendo una práctica terapéutica basada en la
                    evidencia.</p>
            </abstract>
            <trans-abstract xml:lang="en">
                <title>ABSTRACT</title>
                <p>Different therapeutic approaches for people with personality disorder (PD)
                    hypothesize different mechanisms of change. We studied whether the cognitive
                    fusion (FC) construct is relevant in the therapeutic change identified in a
                    group of people diagnosed with severe PD (N = 110) after 6 months of
                    intervention. The FC level is higher than that of other published samples (M =
                    38.5, SD = 8.98) and is associated with a more serious pathology. FC is related
                    to other constructs such as automatic thoughts (r = .529, p &lt; .01) and
                    dysfunctional attitudes (r = .368, p &lt; .01). The FC level is reduced after
                    treatment (t = 4.897, p = .000, d = 0.65), but the hypothesized hindering effect
                    of FC on the symptomatic change in depression, global disturbance, or severity
                    of TP is not supported. The findings are discussed in the context of the
                    overlapping of variables as a possible explanation for the observation that
                    different therapies produce similar benefits and as an incentive to continue
                    building an evidence-based therapeutic practice.</p>
            </trans-abstract>
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                <title>Keywords</title>
                <kwd>Fusión cognitiva</kwd>
                <kwd>Trastorno de personalidad</kwd>
                <kwd>Cambio terapéutico</kwd>
            </kwd-group>
            <kwd-group xml:lang="en">
                <title>Keywords</title>
                <kwd>Cognitive fusion</kwd>
                <kwd>Personality disorder</kwd>
                <kwd>Therapeutic change</kwd>
            </kwd-group>
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    <body>
        <sec sec-type="intro">
            <title>Introducción</title>
        <p>La búsqueda de los componentes que contribuyen a la eficacia en las intervenciones
            psicoterapéuticas tiene ya un recorrido amplio, como nos recuerda recientemente el
            trabajo de <xref ref-type="bibr" rid="B25">González-Blanch y Carral-Fernández
                (2017)</xref>. A pesar del esfuerzo realizado, los resultados obtenidos hasta el
            presente no dejan de ser claramente insatisfactorios, puesto que las cifras de
            prevalencia de los llamados trastornos mentales siguen creciendo (<xref ref-type="bibr"
                rid="B69">Steel et al., 2014</xref>), los costes económicos relacionados se
            duplicaron en la Unión Europea a comienzos del nuevo siglo (<xref ref-type="bibr"
                rid="B68">Sobocki, Jönsson, Angst y Rehnberg, 2006</xref>) y siguen aumentando
                (<xref ref-type="bibr" rid="B28">Gustavsson et al., 2011</xref>), a la par que se
            acumula nuestro (des) conocimiento para hacerlos frente (<xref ref-type="bibr" rid="B70"
                >Tortella-Feliu et al., 2016</xref>).</p>
        <p>El campo de los trastornos de personalidad es un caso particular de desconocimiento. Pese
            a que los abordajes se sofistican y demuestran resultados que mejoran la no-intervención
                (<xref ref-type="bibr" rid="B08">Burgal Juanmartí y Pérez Lizeretti, 2017</xref>),
            los problemas siguen aún abiertos y discutidos, desde la conceptualización y el
            diagnóstico hasta la etiología, la comorbilidad, el curso evolutivo y, cómo no, la
            intervención recomendada (<xref ref-type="bibr" rid="B03">Bateman, Gunderson y Mulder,
                2015</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B05">Biskin y Paris, 2012a</xref>, <xref
                ref-type="bibr" rid="B06">2012b</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B53">Perris,
                1999</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B73">Tyrer, Reed y Crawford,
            2015</xref>).</p>
        <p>El debate sobre la eficacia de las psicoterapias sigue de actualidad (<xref
                ref-type="bibr" rid="B25">González-Blanch y Carral-Fernández, 2017</xref>), así como
            la indagación consecuente de los procesos de cambio (<xref ref-type="bibr" rid="B49"
                >Mulder, Murray y Rucklidge, 2017</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B74">Wampold,
                2015</xref>). <xref ref-type="bibr" rid="B58">Rosen y Davidson (2003)</xref>
            aconsejaban centrarse más en los mecanismos de acción con apoyo empírico que en la
            comparación de terapias de modo general y <xref ref-type="bibr" rid="B12">Clarkin y Levy
                (2006)</xref> llegaron a considerar que centrar la atención en los mecanismos de
            cambio podría convertirse en la próxima piedra angular del desarrollo de la
            investigación en psicoterapia. En esta lógica, diferentes abordajes bien establecidos
            para el tratamiento de las personas diagnosticadas de TP postulan diversos mecanismos de
            cambio, tales como el sistema de apego (<xref ref-type="bibr" rid="B20">Fonagy y
                Bateman, 2006</xref>), la función reflexiva (<xref ref-type="bibr" rid="B44">Levy et
                al., 2006</xref>), la desregulación emocional (<xref ref-type="bibr" rid="B47"
                >Lynch, Chapman, Rosenthal, Kuo y Lineham, 2006</xref>), las creencias
            disfuncionales (<xref ref-type="bibr" rid="B16">Davidson et al. 2006</xref>), los
            esquemas tempranos (Kellogg y Young, 2006), la cognición social (<xref ref-type="bibr"
                rid="B40">Jennings, Hulbert, Jackson y Chanen, 2012</xref>) o la evitación
            experiencial (<xref ref-type="bibr" rid="B39">Iverson, Follette, Pistorello y Fruzzetti,
                2012</xref>). El relativo desconocimiento de los mecanismos de cambio realmente
            efectivos que subyacen a las terapias que han demostrado ser exitosas en el tratamiento
            de personas con TP pone sobre la mesa el reto de seguir investigando, con el objetivo de
            ir perfilando un abordaje integrado en el que se combinen estrategias y técnicas que
            hayan demostrado con apoyo empírico que realmente funcionan (<xref ref-type="bibr"
                rid="B18">Dimaggio y Livesley, 2012</xref>).</p>
        <p>Desde la perspectiva de la Terapia de Aceptación y Compromiso (ACT), el mecanismo crucial
            que subyace al sufrimiento humano y a la perturbación psicológica es la inflexibilidad
            cognitiva (<xref ref-type="bibr" rid="B34">Hayes, Strosahl y Wilson, 2011</xref>),
            entendida como la inhabilidad para modular la conducta en respuesta a contingencias
            directas; en otras palabras, &#x201C;el modo como lenguaje y cognición interactúan con
            las contingencias directas dificultando el mantenimiento o el cambio de la conducta al
            servicio de fines deseados a largo plazo y personalmente valiosos&#x201D; (<xref
                ref-type="bibr" rid="B33">Hayes, Luoma, Bond, Masuda y Lillis, 2006</xref>). La
            inflexibilidad cognitiva ha sido relacionada empíricamente con diversos trastornos
                (<xref ref-type="bibr" rid="B59">Ruiz, 2010</xref>), lo que permite una visión
            transdiagnóstica de su influencia. También ha sido descrita como resultado de varios
            subprocesos interrelacionados (<xref ref-type="bibr" rid="B33">Hayes et al.,
            2007</xref>), que pueden se condensados en tres: fusión cognitiva, evitación
            experiencial y falta de claridad de valores (<xref ref-type="bibr" rid="B62">Ruiz y
                Odriozola-González, 2016</xref>).</p>
        <p>La fusión cognitiva (FC) se define como la tendencia a creer el contenido literal del
            pensamiento y del sentimiento, la excesiva o impropia regulación de la conducta por
            procesos verbales (reglas), más que por las contingencias del entorno (<xref
                ref-type="bibr" rid="B34">Hayes et al., 2011</xref>). Esta excesiva identificación
            con el contenido literal de los pensamientos no permite la experiencia de
            &#x201C;ser-en-el-presente&#x201D;, sino que construye un mundo personal de experiencias
            del pasado o proyecciones de futuro dominado por el lenguaje. El rechazo a mantener
            contacto con experiencias privadas (pensamientos, sentimientos, recuerdos) es la base
            del llamado trastorno de evitación experiencial. Se asume que la fusión cognitiva
            interactúa con la evitación experiencial para producir inflexibilidad cognitiva.</p>
        <p><xref ref-type="bibr" rid="B46">Lucena-Santos, Carvalhoa, Pinto-Gouveia, Gillanders y
                Silva-Oliveira (2017)</xref> acaban de recoger estudios empíricos que muestran que
            la fusión cognitiva está asociada a la ansiedad (<xref ref-type="bibr" rid="B35"
                >Herzberg et al., 2012</xref>), a la depresión (<xref ref-type="bibr" rid="B19"
                >Dinis, Carvalho, Pinto-Gouveia y Estanqueiro, 2015</xref>; <xref ref-type="bibr"
                rid="B23">Gillanders et al., 2014</xref>), al estrés laboral, burnout y pobre
            calidad de vida (<xref ref-type="bibr" rid="B23">Gillanders et al., 2014</xref>) y a
            problemas de la conducta alimentaria (<xref ref-type="bibr" rid="B71">Trindade y
                Ferreira, 2014</xref>). <xref ref-type="bibr" rid="B57">Romero-Moreno,
                Márquez-González, Losada, Gillanders y Fernández-Fernández (2014)</xref> encuentran
            que la fusión cognitiva se relaciona con la rumiación y evitación experiencial en un
            grupo de cuidadores de familiares con demencia, así como con una mayor intensidad de
            síntomas de ansiedad y culpa. <xref ref-type="bibr" rid="B01">Bardeen y Fergus
                (2016)</xref>, por su parte, con una muestra de población general de 955 personas
            reclutadas vía internet, hallan que un elevado nivel de fusión cognitiva en personas con
            alto grado de evitación experiencial está asociado con una perturbación mayor en
            ansiedad, depresión, estrés y estrés postraumático. <xref ref-type="bibr" rid="B30"
                >Hapenny y Fergus (2017)</xref> hallan una asociación entre estos mismos procesos y
            la inadecuación social percibida dolorosamente. En pacientes con esquizofrenia, <xref
                ref-type="bibr" rid="B22">Gaudiano y Herbert (2006)</xref> prueban que el nivel de
            fusión cognitiva de la persona modula el impacto de los pensamientos disfuncionales en
            los trastornos emocionales y en la calidad de vida.</p>
        <p>También en el área de los trastornos de personalidad contamos con investigaciones desde
            esta perspectiva. <xref ref-type="bibr" rid="B11">Clarke, Kingston, James, Bolderston y
                Remington (2014)</xref>, por ejemplo, mostraron las ventajas de una intervención con
            ACT frente a otra con terapia cognitivo conductual tradicional (CBT) para pacientes
            &#x201C;resistentes al tratamiento&#x201D; (pacientes con problemas clínicos crónicos y
            trastornos de personalidad asociados). El diagnóstico de un trastorno de personalidad
            asociado a cualquier otro diagnóstico hace que éste sea más resistente al tratamiento
                (<xref ref-type="bibr" rid="B27">Gunderson et al., 2014</xref>; <xref
                ref-type="bibr" rid="B72">Tyrer, 2015</xref>). <xref ref-type="bibr" rid="B26"
                >Gratz, Tull y Gunderson (2008)</xref> observaron que la evitación experiencial
            predecía la gravedad de los síntomas de TLP, incluso controlando otros rasgos asentados
            asociados con el TLP, como la impulsividad o la intensidad afectiva.</p>
        <p>El objetivo de la ACT es propiciar un cambio por medio de la aceptación que produzca
            mayor flexibilidad psicológica. A diferencia del abordaje tradicional cognitivo, en el
            que el contenido y la frecuencia de los pensamientos disfuncionales son el foco de la
            intervención (mediante la reestructuración, por ejemplo), este abordaje contextual de
            tercera generación (<xref ref-type="bibr" rid="B31">Hayes, 2004</xref>) pretende
            evidenciar la relación desadaptativa que la persona mantiene con sus propios
            pensamientos. Trata de lograr una &#x201C;defusión&#x201D; mediante intervenciones que
            escindan pensamientos de acciones, de manera que el individuo consiga establecer una
            distancia psicológica entre él y sus pensamientos, creencias, recuerdos y narrativas
                (<xref ref-type="bibr" rid="B23">Gillanders et al., 2014</xref>).</p>
        <p>Morfología y contenido de los pensamientos, por un lado, y función de los mismos, por
            otro, son así postulados como constructos diferentes, aunque relacionados. <xref
                ref-type="bibr" rid="B15">Cristea, Montgomery, Szamoskozi y David (2013)</xref>
            estudian la imbricación entre las creencias irracionales (constructo clave de la terapia
            racional emotiva), las actitudes disfuncionales (concepto clave de la terapia cognitiva)
            y la inflexibilidad cognitiva y evitación experiencial (elementos clave de la ACT),
            concluyendo que no debe desestimarse la relación entre los constructos, que ha de
            generar propuestas de nuevos modelos de terapia cognitivoconductual. <xref
                ref-type="bibr" rid="B60">Ruiz y Odriozola-González (2016)</xref> muestran el papel
            mediador y moderador de la fusión cognitiva en el efecto que ejercen las actitudes
            disfuncionales en los pensamientos automáticos que se producen poco antes de la
            sintomatología depresiva.</p>
        <p>Cuando el objetivo central de la terapia cognitiva tradicional, que es el cambio de
            pensamientos disfuncionales, no se logra en algunos pacientes, por ejemplo, ante
            situaciones adversas inmodificables, como el diagnóstico de un familiar o difícilmente
            modificables, como determinadas convicciones personales (<xref ref-type="bibr" rid="B45"
                >Losada et al., 2015</xref>), la propuesta de aceptación de lo adverso (objetivo de
            la ACT) permite descentrarse de la búsqueda improductiva del cese del malestar para
            concentrar los recursos propios en la consecución de valores personales. El potencial
            terapéutico de este enfoque y la capacidad descriptiva de este constructo estimula su
            investigación en un área de la patología tradicionalmente &#x201C;resistente&#x201D; a
            los abordajes convencionales, como los trastornos de personalidad, en el intento de
            avanzar en la identificación de mecanismos que promuevan un cambio terapéutico más
            eficiente.</p>
        <p>El objetivo de la presente investigación es dilucidar el mecanismo de fusión cognitiva en
            un grupo de personas con TP grave (&#x201C;resistentes al tratamiento&#x201D;),
            planteando las siguientes hipótesis: (1) el nivel de fusión cognitiva en pacientes con
            TP grave es superior al de otros grupos diagnósticos, (2) la fusión cognitiva está
            relacionada con pensamientos automáticos y esquemas disfuncionales, (3) está asociada a
            una mayor perturbación clínica, (4) dificulta el cambio clínico tras seis meses de
            intervención y (5) mejora tras la intervención.</p>
        </sec>
        <sec sec-type="methods">
            <title>Método</title>
            <sec>
                <title>Participantes</title>
                <p>Participaron en el estudio pacientes ingresados sucesivamente entre el mes de
                    mayo de 2014 y noviembre de 2017 en la unidad de trastornos de personalidad
                    (UTP) del Hospital Dr. R. Lafora (Madrid), tras un proceso de cribado
                    diagnóstico y motivacional efectuado por un profesional procedente de un centro
                    de salud mental (CSM) de la Comunidad de Madrid, por un comité de expertos de la
                    Oficina Regional de Coordinación de Salud Mental (ORCSM) y por los profesionales
                    de la propia UTP. A todos les caracteriza una historia de intentos autolíticos
                    graves, polimedicación, utilización frecuente de recursos de salud mental
                    (urgencias, ingresos hospitalarios breves, consultas ambulatorias), relaciones
                    familiares difíciles, inactividad laboral, dependencia de subsidios y ayudas
                    sociales, además de un bloqueo sostenido en el progreso terapéutico ambulatorio
                    (resistencia al tratamiento). Estas características los adscriben a un estado
                    patológico mental grave (<xref ref-type="bibr" rid="B67">Slade, Powell, Rosen y
                        Strathdee, 2000</xref>). En la <xref ref-type="table" rid="t01">Tabla
                        1</xref> se presentan características demográficas y clínicas de la
                    muestra.</p>
                <table-wrap id="t01">
                    <label>Tabla 1</label>
                    <caption>
                        <title>Características demográficas y clínicas de la muestra (N =
                            110)</title>
                    </caption>
                    <graphic xlink:href="1130-5274-clinsa-29-2-0049-gt01.jpg"/>
                    <table-wrap-foot>
                        <fn>
                            <p><italic>Nota</italic>. ATQ = Cuestionario de Pensamientos
                                Automáticos; BDI = Inventario de Depresión de Beck; CFQ =
                                Cuestionario de Fusión Cognitiva; DAS = Escala de Actitudes
                                Disfuncionales; GSI = índice global de gravedad del SCL90-R; MCMI-II
                                = Inventario Clínico Multiaxial de Millon-II.</p>
                        </fn>
                    </table-wrap-foot>
                </table-wrap>
                <p>Tras la firma de un contrato terapéutico, participan voluntariamente en un
                    programa de intervención de 6 meses de duración inspirado en la metodología de
                    comunidad terapéutica (<xref ref-type="bibr" rid="B13">Comas, 2010</xref>; <xref
                        ref-type="bibr" rid="B29">Haigh y den Hartog, 2012</xref>), que integra
                    intervenciones individuales (medicación, psicoterapia, asesoramiento),
                    actividades grupales sucesivas de amplio espectro (psicoeducativas,
                    asamblearias, propulsoras de aceptación, integración, mentalización,
                    autodirección y capacitación para el afrontamiento) y sesiones familiares, en
                    una labor interprofesional (facultativos, enfermería, terapia ocupacional y
                    trabajo social) a partir de un plan terapéutico individual diseñado en equipo,
                    desarrollado mediante una evaluación continuada e inserto en la red de recursos
                    de salud mental de la Comunidad de Madrid. No se detalla aquí más el programa de
                    intervención por no ser objetivo de la investigación. Forma parte del programa
                    la evaluación psicométrica mediante una batería de cuestionarios de autoinforme
                    que el paciente libremente consiente, cediendo los datos, de la que
                    seleccionamos los instrumentos utilizados en esta investigación, aprobada por la
                    comisión de investigación del H. Dr. R. Lafora. Se excluye de los análisis a
                    aquellos participantes que no cumplimentaron completa y debidamente todos los
                    instrumentos utilizados, por lo que, de la muestra de 128 ingresados, incluimos
                    en el estudio 110.</p>
            </sec>
            <sec>
                <title>Instrumentos</title>
                <p><bold>Cuestionario de Fusión Cognitiva</bold> (<italic>Cognitive Fusion
                        Questionnaire</italic> - CFQ; <xref ref-type="bibr" rid="B23">Gillanders et
                        al., 2014</xref>), versión española de <xref ref-type="bibr" rid="B57"
                        >Romero-Moreno et al. (2014)</xref>. Escala de 7 afirmaciones puntuadas de 1
                    (nunca) a 7 (siempre) en una escala de tipo Likert. Las puntuaciones más altas
                    reflejan mayor fusión cognitiva. Posee una estructura unifactorial, adecuada
                    fiabilidad (α de Cronbach entre .87 y .93 según diferentes muestras),
                    estabilidad temporal y validez convergente, divergente y discriminante, así como
                    sensibilidad al cambio tras el tratamiento.</p>
                <p><bold>Escala de Actitudes Disfuncionales</bold> (<italic>Dysfunctional Attitude
                        Scales</italic> - DAS; <xref ref-type="bibr" rid="B76">Weissman y Beck,
                        1978</xref>), versión de D. Burns adaptada al castellano por <xref
                        ref-type="bibr" rid="B02">Bas y Andrés (1999)</xref>. Es una medida de
                    esquemas cognitivos que consta de 35 frases puntuadas entre -2 (muy de acuerdo)
                    y +2 (muy en desacuerdo). La suma total abarca de -70 a +70; en nuestros
                    análisis cambiamos el signo para que una mayor puntuación indique mayor
                    disfuncionalidad. La versión original presenta adecuada consistencia interna (α
                    = .89-.92) y fiabilidad test-retest (.84) (<xref ref-type="bibr" rid="B51"
                        >Oliver y Baumgart, 1985</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B65">Sanz y
                        Vázquez, 1994</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B75">Weissman, 1979</xref>;
                        <xref ref-type="bibr" rid="B76">Weissman y Beck, 1978</xref>).</p>
                <p><bold>Cuestionario de Pensamientos Automáticos</bold> (<italic>Automatic Thoughts
                        Questionnaire</italic> - ATQ; <xref ref-type="bibr" rid="B37">Hollon y
                        Kendall, 1980</xref>), versión española de <xref ref-type="bibr" rid="B09"
                        >Cano-García y Rodríguez-Franco (2002)</xref>. Es una lista de 30 items
                    puntuados de 1 (nunca) a 5 (siempre), indicando mayor frecuencia de pensamientos
                    negativos a mayor puntuación (entre 30 y 150). La consistencia interna (α)
                    original es de .96.</p>
                <p><bold>Cuestionario de 90 Síntomas</bold> (<italic>90 Symptoms
                        Checklist-Revised</italic> - SCL90-R; Derogatis, 1992), versión en español
                    de <xref ref-type="bibr" rid="B24">González de Rivera (2002)</xref>. Se puntúa
                    de 0 a 4 hasta qué punto uno se siente molesto con cada síntoma. Tiene 10
                    escalas y 3 índices globales de malestar, entre los que se encuentra el GSI
                        (<italic>Global Severity Index</italic>), que utilizaremos como medida de
                    gravedad sintomatológica general en su puntuación centil. Tiene un fiabilidad
                    aceptable, con coeficientes de consistencia interna elevados (α &gt; .81) y
                    test-retest superiores a .78.</p>
                <p><bold>Inventario de Depresión de Beck</bold> (<italic>Beck Depression
                        Inventory</italic> - BDI; Beck, Rush, Shaw y Emery, 1979), versión española
                    de <xref ref-type="bibr" rid="B66">Sanz y Vázquez (1998)</xref>. Con 21 ítems,
                    evalúa sintomatología depresiva mediante la elección de una alternativa entre
                    cuatro. Tiene una consistencia interna de .90, una validez convergente con otras
                    medidas de depresión superior a .50 y una adecuada validez discriminante. En
                    nuestra muestra obtenemos una consistencia de α = .94.</p>
                <p><bold>Inventario Clínico Multiaxial de Millon-II</bold> (<italic>Millon Clinical
                        Multiaxial Inventory</italic>-II - MCMI-II; Millon, 1999). Consta de 175
                    ítems (respuesta dicotómica) y aporta un perfil de 13 escalas de personalidad
                    más 9 escalas de síndromes clínicos. Su consistencia interna es satisfactoria
                    (coeficientes KR entre .81- y .95). Mediante la suma de puntuaciones de todas
                    las escalas que superan la tasa base de 75 para cada participante definimos un
                    índice de gravedad de TP (GTP).</p>
            </sec>
            <sec>
                <title>Procedimiento y Análisis Estadístico</title>
                <p>Se efectúan análisis correlacionales (Pearson) entre las variables en estudio,
                    así como correlaciones parciales del CFQ con DAS controlando el efecto de ATQ y
                    con ATQ controlando el efecto del DAS. Mediante respectivos ANOVA y t de Student
                    se examinan las diferencias en CFQ según las variables demográficas y clínicas.
                    Para algunos análisis, dicotomizamos la puntuación en CFQ en función de su media
                    para obtener la variable &ldquo;nivel de fusión cognitiva&rdquo; con dos
                    condiciones: alta fusión (≥ 38.5) y baja fusión (&lt; 38.5) y se examinan las
                    diferencias de medias tanto en las medidas pretratamiento como en las medidas
                    del cambio post-pretratamiento en depresión (BDI), en perturbación general (GSI)
                    y en gravedad de TP (GTP). El cambio en las variables lo obtenemos restando la
                    medida post de la medida pre, para obtener signo positivo si hay incremento y
                    negativo en caso de decremento en el valor de la variable tras el tratamiento.
                    Se contrasta el cambio en CFQ mediante la prueba t de Student para muestras
                    relacionadas. Se compara con ANOVA la magnitud del cambio de CFQ relativo al
                    cambio en ATQ y en DAS transformando las puntuaciones directas en puntuaciones
                    tipificadas (z). Finalmente, realizamos un análisis de regresión múltiple sobre
                    el cambio en las variables criterio (BDI, GSI y GTP) tomando como variables
                    predictoras el cambio en CFQ, ATQ y DAS. Empleamos el paquete estadístico IBM
                    SPSS Statistics v. 22 (<xref ref-type="bibr" rid="B38">IBM Corp.,
                    2013</xref>).</p>
            </sec>
        </sec>
        <sec sec-type="results">
            <title>Resultados</title>
            <p>No se hallan diferencias significativas (<italic>p</italic> &lt; .05) en ninguna de
                las variables consideradas (demográficas y clínicas; ver <xref ref-type="table"
                    rid="t01">Tabla 1</xref>) entre los 110 pacientes incluidos en el estudio y los
                18 excluidos por no cumplimentar válidamente los cuestionarios.</p>
            <p>El nivel medio de fusión cognitiva (FC) obtenido en nuestra muestra de pacientes con
                TP grave (<italic>M</italic> = 38.5, <italic>DT</italic> = 8.98) es superior al
                obtenido con diferentes poblaciones en otros estudios publicados (<xref
                    ref-type="table" rid="t02">Tabla 2</xref>). La FC no presenta relación con la
                edad (<italic>p</italic> = .281) y no diferencia entre varones y mujeres,
                    (<italic>F</italic> (2, 107)= 0.099, <italic>p</italic> = .753), ni entre
                diagnósticos, (<italic>F</italic> (5, 104) = 0.888, <italic>p</italic> = .415), pero
                sí influye en las variables clínicas (<xref ref-type="table" rid="t03">Tabla
                    3</xref>).</p>
            <table-wrap id="t02">
                <label>Tabla 2</label>
                <caption>
                    <title>Media y desviación típica del CFQ obtenidos en diversos artículos con
                        diferentes muestras clínicas y generales</title>
                </caption>
                <graphic xlink:href="1130-5274-clinsa-29-2-0049-gt02.jpg"/>
            </table-wrap>
            <table-wrap id="t03">
                <label>Tabla 3</label>
                <caption>
                    <title>Correlaciones entre las variables clínicas</title>
                </caption>
                <graphic xlink:href="1130-5274-clinsa-29-2-0049-gt03.jpg"/>
                <table-wrap-foot>
                    <fn>
                        <p><italic>Nota</italic>. ATQ = Cuestionario de Pensamientos Automáticos;
                            BDI = Inventario de Depresión de Beck; CFQ = Cuestionario de Fusión
                            Cognitiva; DAS = Escala de Actitudes Disfuncionales; GSI = índice global
                            de gravedad del SCL90-R; GTP = gravedad del trastorno de personalidad.
                                *<italic>p</italic> &lt; .05, **<italic>p</italic> &lt; .01.</p>
                    </fn>
                </table-wrap-foot>
            </table-wrap>
            <p>El análisis correlacional muestra una relativa interdependencia entre FC,
                pensamientos automáticos y actitudes disfuncionales. Los pensamientos automáticos se
                siguen asociando a la FC cuando se controla el efecto de las actitudes
                disfuncionales (correlación parcial entre CFQ y ATQ controlando DAS = .446, p &lt;
                .005), pero las actitudes disfuncionales no correlacionan con FC cuando se controla
                el efecto de los pensamientos automáticos (correlación parcial entre DAS y CFQ
                controlando ATQ = .182, <italic>p</italic> &gt; .05).</p>
            <p>No hay diferencias en edad (<italic>t</italic> = 1.298, <italic>p</italic> = .197) ni
                sexo (χ2 = 0.002, <italic>p</italic> = .967) según el nivel de fusión cognitiva. Sí
                se observan diferencias significativas en las variables clínicas, aunque no en el
                cambio detectado en ellas tras el tratamiento (<xref ref-type="table" rid="t04"
                    >Tabla 4</xref>).</p>
            <table-wrap id="t04">
                <label>Tabla 4</label>
                <caption>
                    <title>Comparación de medias (t-Student) y magnitud del efecto (d-Cohen) en
                        depresión, perturbación general y gravedad de TP según el nivel de fusión
                        cognitiva (alta /baja), así como en el cambio (post-pre) en depresión,
                        perturbación general y gravedad de TP</title>
                </caption>
                <graphic xlink:href="1130-5274-clinsa-29-2-0049-gt04.jpg"/>
                <table-wrap-foot>
                    <fn>
                        <p><italic>Nota</italic>. BDI = Inventario de Depresión de Beck; GSI =
                            índice global de gravedad del SCL90-R; GTP = gravedad del trastorno de
                            personalidad; FC = fusión cognitiva.</p>
                    </fn>
                </table-wrap-foot>
            </table-wrap>
            <p>Completan el programa el 70% de los pacientes que compusieron la muestra inicial
                    (<italic>n</italic> = 77). El CFQ no está relacionado con la adherencia
                    (<italic>t</italic> = -0.242, <italic>p</italic> = .809). Se observa un cambio
                en fusión cognitiva tras la intervención: <italic>M</italic><sub>pre</sub> = 38.8,
                    <italic>DT</italic><sub>pre</sub> = 9.4; <italic>M</italic><sub>post</sub> =
                31.9, <italic>DT</italic><sub>pre</sub> = 11.9;
                    <italic>M</italic><sub>pre-post</sub>= 6.9,
                    <italic>DT</italic><sub>pre-post</sub>= 10,3; <italic>t</italic> = 4.897,
                    <italic>p</italic> = .000, <italic>d</italic> = 0.65 (<xref ref-type="fig"
                    rid="f01">Figura 1</xref>). El cambio en CFQ es de diferente magnitud según el
                nivel previo de CFQ (<italic>t</italic> = -2.089, <italic>p</italic> = .042): los
                que tienen un mayor nivel pretratamiento obtienen una mayor reducción
                postratamiento.</p>
            <fig id="f01">
                <label>Figura 1</label>
                <caption>
                    <title>Distribución ordenada por casos de menor a mayor puntuación en lavariable
                        fusión cognitiva (CFQ) antes y después de la intervención [intervalo
                        deconfianza (95%) para la diferencia = -4.1 y -9.7; magnitud del efecto d
                        (Cohen)= 0.65].</title>
                </caption>
                <graphic xlink:href="1130-5274-clinsa-29-2-0049-gf01.jpg"/>
            </fig>
            <p>El ANOVA no encuentra diferencias significativas,
                    (<italic>F</italic><sub>(3,150)</sub>= 0.043, <italic>p</italic> = .958), entre
                el cambio en CFQ, en ATQ y en DAS, con puntuaciones tipificadas
                (<italic>z</italic>). En la <xref ref-type="table" rid="t05">Tabla 5</xref> se
                presenta el resultado de los análisis de regresión de las tres variables predictoras
                (cambio en CFQ, en ATQ y en DAS) sobre las variables dependientes (cambio en
                depresión, en perturbación general y en gravedad de TP). El cambio en CFQ no muestra
                efectos específicos sobre el cambio sintomatológico.</p>
            <table-wrap id="t05">
                <label>Tabla 5</label>
                <caption>
                    <title>Contribución relativa de las tres variables cognitivas al cambio clínico:
                        análisis de regresión múltiple de las variables predictoras (cambio en CFQ,
                        en ATQ y en DAS) sobre las variables criterio (Cambio en BDI, en GSI y en
                        GTP)</title>
                </caption>
                <graphic xlink:href="1130-5274-clinsa-29-2-0049-gt05.jpg"/>
                <table-wrap-foot>
                    <fn>
                        <p><italic>Nota</italic>. ATQ = Cuestionario de Pensamientos Automáticos;
                            BDI = Inventario de Depresión de Beck; CFQ = Cuestionario de Fusión
                            Cognitiva; DAS = Escala de Actitudes Disfuncionales; GSI = índice global
                            de gravedad del SCL90-R; GTP = gravedad del trastorno de
                            personalidad.</p>
                    </fn>
                </table-wrap-foot>
            </table-wrap>
        </sec>
        <sec sec-type="discussion">
            <title>Discusión</title>
            <p>Pretendíamos conocer el papel del constructo fusión cognitiva (FC) en un grupo
                representativo de personas con patología grave, &ldquo;resistentes al
                tratamiento&rdquo; y diagnosticadas de TP, con la pretensión de identificar diversos
                aspectos de este mecanismo potencial de cambio terapéutico.</p>
            <p>En primer lugar, los datos obtenidos corroboran la conocida asociación entre FC y
                gravedad clínica: si, por una parte, hemos encontrado en los pacientes con TP grave
                un nivel de FC más elevado que el de muestras de población general y que el de otras
                muestras clí- nicas (<xref ref-type="bibr" rid="B23">Gillanders et al., 2014</xref>;
                    <xref ref-type="bibr" rid="B54">Pinto-Gouveia, Dinis, Gregório, Pinto y Duarte,
                    2017</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B57">Romero-Moreno et al., 2014</xref>;
                    <xref ref-type="bibr" rid="B64">Ruiz, Suárez-Falcón, Riaño-Hernández y
                    Gillanders, 2017</xref>), por otra parte se ha evidenciado una importante
                correlación positiva entre FC y gravedad sintomatológica en los pacientes con TP. El
                nivel relativo alto/bajo de FC discriminaba en ellos significativamente la
                intensidad de los indicadores clínicos seleccionados (perturbación general,
                depresión y gravedad de TP), extendiendo al ámbito de los TP los hallazgos con otros
                grupos clínicos (<xref ref-type="bibr" rid="B46">Lucena-Santos et al., 2017</xref>)
                y apoyando la relevancia transdiagnóstica de la FC (<xref ref-type="bibr" rid="B23"
                    >Gillanders et al., 2014</xref>).</p>
            <p>En segundo lugar, no se ha podido confirmar la hipótesis inicial que planteaba un
                efecto entorpecedor de la FC con respecto al cambio terapéutico. Un nivel elevado de
                fusión cognitiva no aparece asociado a un peor resultado terapéutico tras la
                intervención. Es posible que la asociación de FC con patología no permita deducir su
                implicación en el alivio sintomático, sino que éste pueda darse por otros procesos
                de cambio, sin la intervención del constructo estudiado, o también por el simple
                fenómeno de regresión a la media. La FC podría ejercer su efecto de una manera más
                indirecta, como se detallará más adelante.</p>
            <p>En tercer lugar, es destacable que tras la intervención se haya detectado una
                disminución de unos 7 puntos en la escala CFQ, lo que supone un cambio de magnitud
                moderada (<italic>d</italic> = 0.65) en FC, aun cuando la intervención no haya
                buscado explícitamente el objetivo de la defusión cognitiva. Los datos ofrecidos en
                uno de los estudios (el quinto) incluidos en el artículo de <xref ref-type="bibr"
                    rid="B23">Gillanders et al. (2014)</xref> acerca de la sensibilidad del CFQ para
                detectar cambios tras una intervención van en la misma línea: un grupo de personas
                con estrés laboral (<italic>n</italic> = 27) consiguió rebajar su FC 4.19 puntos
                    (<italic>d</italic> = 0.58); que el cambio no fuera mayor, a pesar de que la
                intervención había sido diseñada desde la perspectiva ACT, tal vez pueda explicarse
                porque el nivel de partida era notablemente más bajo
                    (<italic>M</italic><sub>pre</sub> = 30.86, <italic>DT</italic><sub>pre</sub> =
                7.77; <italic>M</italic><sub>post</sub> = 26.67, <italic>DT</italic><sub>post</sub>
                = 7.02) que el de nuestra muestra. En este nivel de partida, <xref ref-type="bibr"
                    rid="B64">Ruiz et al. (2017)</xref> comunican una magnitud de cambio mucho mayor
                (d = 1.89) en su muestra de 11 personas que participaron de una intervención ACT
                    (<italic>M</italic><sub>pre</sub> = 30.27, <italic>DT</italic><sub>pre</sub> =
                7.56; <italic>M</italic><sub>post</sub> = 19.36, <italic>DT</italic><sub>post</sub>
                = 7.63). Ni las muestras ni las intervenciones son comparables. La media
                postratamiento en FC obtenida en nuestro estudio sigue siendo aún tan elevada como
                las de las muestras clínicas de otras investigaciones (ver la <xref ref-type="table"
                    rid="t02">Tabla 2</xref>); que no se haya conseguido una rebaja que nivele la
                puntuación con la de la población general sana puede ser un indicador de
                vulnerabilidad para recaídas o cronificación, a pesar de que la sintomatología se
                corrija. Sólo una evaluación a más largo plazo permitiría saber si la FC sigue
                reduciéndose, estabilizándose o recuperando su nivel de partida; este seguimiento
                longitudinal de la variable sería esclarecedor para entender si los cambios operados
                son sólo cosméticos y pasajeros o si, por el contrario, entrañan una profundidad que
                altera los procesos personales con los que los individuos se adaptan mejor o peor a
                su entorno.</p>
            <p>En cuarto lugar, advertimos que las tres variables de procesos cognitivos
                seleccionados (pensamientos automáticos, esquemas disfuncionales y FC) exhiben una
                asociación entre sí similar a la que publican otros estudios (CFQ relacionado con
                ATQ en <xref ref-type="bibr" rid="B23">Gillanders et al., 2014</xref>; con DAS en
                    <xref ref-type="bibr" rid="B62">Ruiz y Odriozola-González, 2016</xref>; DAS con
                ATQ en <xref ref-type="bibr" rid="B63">Ruiz et al., 2015</xref>). De acuerdo con la
                teoría de partida (<xref ref-type="bibr" rid="B31">Hayes, 2004</xref>; <xref
                    ref-type="bibr" rid="B32">Hayes et al., 2006</xref>; <xref ref-type="bibr"
                    rid="B34">Hayes et al., 2011</xref>), la inflexibilidad cognitiva es un
                constructo que alude a la función de los pensamientos, no a su contenido o forma,
                que es lo denotado por los otros constructos cognitivos más tradicionales (Beck et
                al., 1979). En efecto, a diferencia de los pensamientos negativos asociados a
                sintomatología depresiva, y a su rigidez hecha esquema depresógeno, la
                inflexibilidad cognitiva describe un proceso más general: el predominio de
                pensamientos y emociones en los que se funde el individuo (fusión) sobre las
                cambiantes contingencias de su entorno y sobre sus valores más auténticos (<xref
                    ref-type="bibr" rid="B07">Bond et al., 2011</xref>). El patrón de correlaciones
                que hemos encontrado entre el CFQ, el ATQ y el DAS muestra una interdependencia
                relativa entre los tres constructos y una centralidad de los pensamientos
                automáticos negativos, en un doble sentido: en primer lugar, esta variable
                correlaciona con las otras dos (la FC y las actitudes disfuncionales no
                correlacionan entre sí si se elimina el efecto que sobre ambas ejercen los
                pensamientos automáticos) y, en segundo lugar, se asocia en mayor medida con la
                sintomatología. Según el modelo cognitivo tradicional, los pensamientos automáticos
                negativos constituyen la causa más próxima de los síntomas depresivos (<xref
                    ref-type="bibr" rid="B42">Kwon y Oei, 1994</xref>) y son evocados por los
                esquemas depresógenos formados a partir de experiencias vitales negativas y
                mantenidos en latencia hasta que determinados eventos negativos los activan (Beck et
                al., 1979). <xref ref-type="bibr" rid="B60">Ruiz y Odriozola-González (2016)</xref>
                comprobaron el papel mediador/moderador que parece jugar la FC: influye en el efecto
                de los esquemas disfuncionales sobre la frecuencia de los pensamientos automáticos
                negativos e incrementa directamente la frecuencia de los pensamientos automáticos
                negativos, afectando por ambas vías a los síntomas de depresión: a mayor nivel de
                inflexibilidad cognitiva observan un mayor efecto de los esquemas disfuncionales
                sobre la frecuencia de los pensamientos negativos. Consideran que si el individuo
                consigue defusionarse de su experiencia interna los esquemas depresógenos dejarían
                de ser dañinos, porque aunque activaran pensamientos negativos éstos no influirían
                tanto en la persona y no producirían evitación experiencial. En otro trabajo
                mostramos que los esquemas o actitudes disfuncionales no subyacen exclusivamente a
                la patología afectiva, lo que amplía su relevancia al intervenir también en las
                personas con TP (<xref ref-type="bibr" rid="B55">Ramos, Franquelo, Franesqui y
                    López, 2017</xref>). El patrón de correlaciones parciales obtenido entre ATQ,
                DAS y CFQ en el presente trabajo sugiere que en los pensamientos automáticos aflora
                el producto de las actitudes disfuncionales, por un lado, y la fusión cognitiva, por
                otro.</p>
            <p>La relevancia de este trabajo queda enmarcada en la recomendación de un grupo de
                investigadores y clínicos españoles de indagar en los procesos y mecanismos
                psicológicos implicados en diferentes manifestaciones psicopatológicas (<xref
                    ref-type="bibr" rid="B70">Tortella-Feliu et al., 2016</xref>), pero tiene unas
                limitaciones que es preciso señalar para valorar más justamente el alcance de los
                resultados. Una de ellas es haber recogido únicamente datos basados en cuestionarios
                de autoinforme, aunque los instrumentos seleccionados cuenten con propiedades
                psicométricas adecuadas. Otra consiste en no haber contado con grupos de control,
                aunque se haya paliado en algún sentido al examinar los hallazgos comparables de
                estudios con otras muestras. También nos ha faltado contar con una evaluación a más
                largo plazo, que hubiera permitido verificar si los cambios en FC se prolongan más
                allá de la intervención y la flexibilidad cognitiva fuera integrada por la persona
                en congruencia con otros procesos resilientes; el hallazgo de correlaciones mayores
                entre los constructos al final del tratamiento que al inicio del mismo podría
                apuntar a esta dirección. Añadamos finalmente que el diseño pre-post, al producir
                información acerca de resultados y no de procesos (<xref ref-type="bibr" rid="B21"
                    >Froján, 2011</xref>), no captura la forma del cambio, ni los moderadores ni
                mediadores del mismo, ni el tiempo óptimo de intervención (<xref ref-type="bibr"
                    rid="B43">Laurenceau, Hayes y Feldman, 2007</xref>; <xref ref-type="bibr"
                    rid="B52">Pachankis y Goldfried, 2007</xref>), aspectos dinámicos que
                permitirían un acceso más directo a los mecanismos subyacentes al cambio según éste
                vaya surgiendo (<xref ref-type="bibr" rid="B56">Ramos, Sendra, Sánchez y Mena,
                    2017</xref>).</p>
            <p>Habíamos partido de la inquietud por identificar procesos de cambio que fomentaran la
                efectividad de las intervenciones con pacientes &#x201C;resistentes&#x201D; o
                &#x201C;difíciles&#x201D; y examinábamos la propuesta de la ACT con su constructo de
                FC. Ya se ha mencionado que la FC se integra con otros procesos como los esquemas
                disfuncionales y los pensamientos automáticos, mediando y modulando su efecto, pero
                también se integra con otros constructos metacognitivos como el &#x201C;modelo de la
                función ejecutiva autorreguladora&#x201D; (<xref ref-type="bibr" rid="B77">Wells,
                    2000</xref>), con el que presenta una potencia explicativa similar en los
                trastornos de ansiedad (<xref ref-type="bibr" rid="B61">Ruiz y Odriozola-González,
                    2017</xref>) o con el &#x201C;pensamiento repetitivo negativo&#x201D;,
                considerado un aspecto central en los trastornos emocionales, puesto que no es fácil
                en él distinguir entre la frecuencia y la fusión con un pensamiento, al
                autoimplicarse ambos aspectos (Ruiz, Riaño-Hernández, Suárez-Falcón y Luciano,
                2016). Se ha evidenciado, además, su similitud con constructos tales como
                &#x201C;descentramiento&#x201D;, &#x201C;mentalización&#x201D; y &#x201C;atención
                plena&#x201D;, lo que sugiere que la manera de relacionamos con los eventos mentales
                puede tener una importancia crítica (<xref ref-type="bibr" rid="B23">Gillanders et
                    al., 2014</xref>). La aportación más específica de la FC consistiría en la
                promoción directa de acciones congruentes con los valores personales (<xref
                    ref-type="bibr" rid="B46">Lucena-Santos et al., 2017</xref>).</p>
            <p>Desde diversas perspectivas se observan diferentes mecanismos de cambio que se
                solapan entre sí y que diferentes terapias producen beneficios similares (<xref
                    ref-type="bibr" rid="B25">González-Blanch y Carral-Fernández, 2017</xref>).
                Puede pensarse que procesos diferentes lleven directamente a resultados similares,
                pero también que la potenciación de un mecanismo particular conlleve la potenciación
                de otros (<xref ref-type="bibr" rid="B74">Wampold, 2015</xref>): ingredientes
                específicos de la terapia crean expectativas y generan acciones saludables y todo un
                proceso en red posibilita el cambio cuando el cambio terapéutico se da
                efectivamente. Objetivos diferentes para situaciones diferentes: este principio
                puede hacer que diferentes terapias sean complementarias (<xref ref-type="bibr"
                    rid="B45">Losada et al., 2015</xref>) e integrables, en un esfuerzo conceptual y
                empírico por conseguir una práctica basada en la evidencia (<xref ref-type="bibr"
                    rid="B10">Castonguay y Beutler, 2006</xref>; <xref ref-type="bibr" rid="B50"
                    >Norcross y Wampold, 2011</xref>). El contundente solapamiento de constructos ha
                de potenciar el esfuerzo teórico por generar aún nuevos modelos que den cuenta de
                sus demostradas interacciones (<xref ref-type="bibr" rid="B15">Cristea et al.,
                    2013</xref>). Si es cierto que diferentes psicoterapias alivian los problemas de
                salud mental, también es patente que aún no sabemos bien cómo lo hacen, dada su
                complejidad (<xref ref-type="bibr" rid="B49">Mulder et al., 2017</xref>). Y en el
                campo de los TP, no se debe descuidar la indagación por la &#x201C;agenda&#x201D;
                (intencionalidad) del individuo en un contexto social determinado, pues es lo que
                parece que puede predecir mejor el comportamiento diferencial ante los problemas del
                vivir humano (<xref ref-type="bibr" rid="B36">Hogan y Foster, 2016</xref>).</p>
        </sec>
        <sec>
            <title>Extended Summary</title>
            <p>The search for the components that contribute to the effectiveness of
                psychotherapeutic interventions has already come a long way and the debate about the
                efficacy of psychotherapies remains topical, as well as the study of processes of
                change. Different approaches to the treatment of people diagnosed with Personality
                Disorder (PD) hypothesize different mechanisms of change: attachment system (<xref
                    ref-type="bibr" rid="B20">Fonagy &amp; Bateman, 2006</xref>), reflexive function
                    (<xref ref-type="bibr" rid="B44">Levy et al., 2006</xref>), emotional
                dysregulation (<xref ref-type="bibr" rid="B47">Lynch, Chapman, Rosenthal, Kuo, &amp;
                    Lineham, 2006</xref>), dysfunctional beliefs (<xref ref-type="bibr" rid="B16"
                    >Davidson et al., 2006</xref>), early schemes (<xref ref-type="bibr" rid="B41"
                    >Kellogg &amp; Young, 2006</xref>), social cognition (<xref ref-type="bibr"
                    rid="B40">Jennings, Hulbert, Jackson, &amp; Chanen, 2012</xref>), and
                experiential avoidance (Iverson, Follette, Pistorello, &amp; Fruzzetti, 2012). The
                relative ignorance of the really effective mechanisms of change that underlie the
                therapies that have proven to be successful in the treatment of people with PD puts
                the challenge of further research on the table, with the aim of developing an
                integrated approach which combine empirically-proven strategies and techniques that
                really work (<xref ref-type="bibr" rid="B18">Dimaggio &amp; Livesley,
                2012</xref>).</p>
            <p>From the perspective of the Acceptance and Commitment Therapy (ACT), cognitive fusion
                (CF) is defined as the tendency to believe the literal content of thought and
                feeling, the excessive or improper regulation of behavior by verbal processes
                (rules) rather than by environmental contingencies (<xref ref-type="bibr" rid="B34"
                    >Hayes et al., 2011</xref>). Cognitive fusion is assumed to interact with
                experiential avoidance to produce cognitive inflexibility. Recent empirical studies
                show that cognitive fusion is associated with anxiety, depression, work stress,
                burnout, poor quality of life, and eating behavior problems.</p>
            <p>The objective of this research is to elucidate the mechanism of CF in a group of
                people with severe PD (&#x201C;treatment resistant&#x201D;), posing the following
                hypotheses: (1) the level of cognitive fusion in patients with severe PD is higher
                than in other diagnostic groups; (2) CF is related to automatic thoughts and
                dysfunctional schemes; (3) CF is associated with higher clinical disturbance; (4) CF
                is detrimental to the clinical change after six months of intervention; and (5) CF
                is reduced after intervention.</p>
            <sec>
                <title>Method</title>
                <p>Participants were inpatients with a diagnosis of PD voluntarily enrolled in a
                    6-month intervention program based on the principles of a therapeutic community
                    in a hospital unit between 2014 and 2017 (N = 110). The program consisted of
                    individual interventions (medication, psychotherapy, counselling), successive
                    broadspectrum group activities(psychoeducational, psychotherapeutic, skill
                    training, assemblies) and family sessions, in an integrated multi-professional
                    work. Psychometric evaluation was part of the program, upon patient&#x2019;s
                    consent, and from which we selected the instruments used in this research.</p>
                <p>Patients completed the following self-report questionnaires at the beginning and
                    the end of the intervention: Cognitive Fusion Questionnaire (CFQ; <xref
                        ref-type="bibr" rid="B23">Gillanders et al., 2015</xref>), Dysfunctional
                    Attitude Scales (DAS; <xref ref-type="bibr" rid="B76">Weissman &amp; Beck,
                        1978</xref>), Automatic Thoughts Questionnaire (ATQ; <xref ref-type="bibr"
                        rid="B37">Hollon &amp; Kendall, 1980</xref>), 90 Symptoms Checklist-Revised
                    (SCL90-R; <xref ref-type="bibr" rid="B17">Derogatis, 1992</xref>), Beck
                    Depression Inventory (BDI; <xref ref-type="bibr" rid="B04">Beck, Rush, Shaw,
                        &amp; Emery, 1979</xref>), and Millon Clinical Multiaxial Inventory-II
                    (MCMI-II; <xref ref-type="bibr" rid="B48">Millon, 1999</xref>). Correlational,
                    bivariate, and multivariate regression analyses were performed.</p>
            </sec>
            <sec>
                <title>Results</title>
                <p>The age of participants ranged from 18 to 58 (<italic>M</italic> = 36.39,
                        <italic>SD</italic> = 8.65); 77.3% (<italic>n</italic> = 85) were females.
                    The main diagnosis referred to the program was borderline PD (53.6%), followed
                    by unspecified PD (27.3%) and mixed PD (16.4%). There were no differences in CFQ
                    scores amongst PD diagnosis (p = .415), between women and men
                        (<italic>p</italic> = .753), nor by age (<italic>p</italic> = .281). The
                    mean level of CF obtained in our sample of patients with severe PD
                        (<italic>M</italic> = 38.5, <italic>SD</italic> = 8.98) was higher than that
                    obtained with different populations in the literature. Correlational analyses
                    showed a relative interdependence between CF, automatic thoughts, and
                    dysfunctional attitudes. Automatic thoughts continued to be associated with CF
                    when the effect of dysfunctional attitudes was controlled (partial correlation
                    between CFQ and ATQ controlling DAS = .446, <italic>p</italic> &lt; .005), but
                    dysfunctional attitudes did not correlate with CF when the effect of automatic
                    thoughts was controlled (partial correlation between DAS and CFQ controlling ATQ
                    = .182, <italic>p</italic> &gt; .05). Significant differences were observed
                    according to the level of CF in the clinical variables, although not in the
                    change detected in them after the treatment.</p>
                <p>A change in CF after the intervention was observed (M<sub>pre</sub> = 38.8,
                        DT<sub>pre</sub> = 9.4; <italic>M</italic><sub>post</sub> = 31.9,
                        <italic>DT</italic><sub>pre</sub> = 11.9; M<sub>pre-post</sub> = 6.9,
                        <italic>DT</italic><sub>pre-post</sub> = 10.3; <italic>t</italic> = 4.897, p
                    = 0.000, d = 0.65). The change in CFQ was of different size according to the
                    previous level of CFQ (<italic>t</italic> = -2,089, <italic>p</italic> = .042):
                    those with a higher pre-treatment level obtained a greater post-treatment
                    reduction. The ANOVA found no significant differences,
                        <italic>F</italic><sub>(3, 150)</sub> = .043, <italic>p</italic> = .958,
                    between the change in CFQ, in ATQ and in DAS, with typified scores
                        (<italic>z</italic>). Regression analyses of the three predictor variables
                    (change in CFQ, ATQ, and DAS) on the dependent variables (change in depression,
                    general disturbance, and severity of PD) showed that change in CF had no
                    specific effects on symptom change.</p>
            </sec>
            <sec>
                <title>Discussion</title>
                <p>Data obtained corroborate the known association between CF and clinical severity,
                    extending the findings of other clinical groups to the PD field, and therefore
                    supporting the transdiagnostic relevance of CF. It was not possible to confirm
                    the initial hypothesis that posed an impairing effect of CF on the therapeutic
                    change. A high level of CF does not appear associated with a worse therapeutic
                    outcome. After the intervention, a decrease of about 7 points in the CFQ scale
                    was detected; this implies a change of moderate size (<italic>d</italic> = 0.65)
                    in CF, even though the intervention had not explicitly sought the goal of
                    cognitive defusion. The mean post-treatment in CF obtained in our study was
                    still as high as those of the clinical samples from other studies; the fact that
                    a reduction that leveled the score with that of the healthy general population
                    had not been achieved, can be an indicator of vulnerability for relapses or
                    chronification, although symptomatology is corrected.</p>
                <p>The pattern of correlations found between CFQ, ATQ, and DAS shows a relative
                    interdependence between the three constructs and a centrality of the negative
                    automatic thoughts, in a double sense: first, this variable correlates with the
                    other two (CF and dysfunctional attitudes do not correlate with each other if
                    the effect of automatic thoughts over them is eliminated); and, secondly, it is
                    associated to a greater extent with the symptomatology. According to the
                    traditional cognitive model, negative automatic thoughts are the most proximal
                    cause of depressive symptoms, and are evoked by depressive patterns formed from
                    negative life experiences and maintained in latency until certain negative
                    events activate them. <xref ref-type="bibr" rid="B60">Ruiz and
                        Odriozola-González (2016)</xref> verified the mediator/moderator role that
                    CF seems to play: it influences the effect of dysfunctional schemes on the
                    frequency of negative automatic thoughts, and also directly increases the
                    frequency of negative automatic thoughts, affecting the symptoms of depression
                    through both angles. If the individual manages to de-fuse from his internal
                    experience, the depressive patterns would cease to be harmful because activated
                    negative thoughts would not influence the person so much and would not produce
                    experiential avoidance.</p>
                <p>The forceful overlapping of constructs must enhance the theoretical effort to
                    generate new models that account for their demonstrated interactions, in a
                    conceptual and empirical effort to achieve an evidence-based practice. If it is
                    true that different psychotherapies alleviate mental health problems, it is also
                    clear that we still do not know well how they do it. In the field of PD, the
                    inquiry into the &#x201C;agenda&#x201D; (intentionality) of the individual in a
                    given social context should not be neglected, because it seems that it can
                    better predict the differential behavior facing the problems of living.</p>
            </sec>
        </sec>
    </body>
    <back>
        <fn-group>
            <fn fn-type="other" id="fn01">
                <p>Para citar este artículo: Ramos, J. M., Rodríguez, A., Sánchez, A. y Mena, A.
                    (2018). Fusión cognitiva en trastornos de personalidad: una contribución a la
                    investigación sobre mecanismos de cambio. Clínica y Salud. Publicación
                    anticipada en línea. <ext-link ext-link-type="uri"
                        xlink:href="https://doi.org/10.5093/clysa2018a8"
                        >https://doi.org/10.5093/clysa2018a8</ext-link></p>
            </fn>
        </fn-group>
        <fn-group>
            <title>Conflicto de Intereses</title>
            <fn fn-type="other" id="fn02">
                <p>Los autores de este artículo declaran que no tienen ningún conflicto de
                    intereses.</p>
            </fn>
        </fn-group>
        <ref-list>
            <title>Referencias</title>
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                    <article-title>The interactive effect of cognitive fusion and experiential
                        avoidance on anxiety,depression,stress and posttraumatic stress
                        symptoms</article-title>
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