Existen una serie de errores característicos en el procesamiento de la información que aparecen en trastornos como la depresión, la ansiedad, los trastornos de la alimentación y otros problemas (Dorado et al., 2018,Günner et al., 2020; Nieto et al., 2020, Keller et al., 2018, Vîslă et al., 2016), de tal forma que, durante el proceso de interpretación de una situación, se activan esquemas cognitivos negativos que llevan a la persona a cometer distorsiones en el procesamiento de la información de dicha situación (Beck et al., 2002; Kaplan et al., 2017; Qian et al., 2020). De este modo, existen dos niveles principales de procesamiento de la información disfuncional: los esquemas, entendidos como estructuras cognitivas que contienen las reglas básicas para escoger, filtrar y codificar la información que proviene del entorno; y los pensamientos automáticos, entendidos como las cogniciones negativas que aparecen automáticamente sin ningún razonamiento anterior que explique cómo pueden formarse y que representan diferentes distorsiones de la realidad (Carrasco Galán, 2004; Kaplan et al., 2017; Nieto et al., 2020; Qian et al., 2020).Los pensamientos automáticos contienen, a menudo, distorsiones cognitivas (Beck et al., 2002; Carrasco Galán, 2004; Qian et al., 2020).

Las distorsiones cognitivas son errores sistemáticos que cometen las personas en el procesamiento de la información (Caro, 2007; Carrasco Galán, 2004; Rodríguez-Testal et al., 2002). Estas distorsiones tienen una doble consecuencia, por un lado, facilitan los sesgos que se producen a la hora de percibir el medio y, por otro, mantienen la validez de las creencias negativas del individuo a cerca de sí mismo, el mundo y el futuro (Caro, 2007; Carrasco Galán, 2004; Kaplan et al., 2017; Qian et al., 2020). Beck (1963), en su trabajo con pacientes depresivos, definió seis errores sistemáticos en el pensamiento: 1) inferencia arbitraria (proceso de llegar a una conclusión sin evidencia que la apoye o con evidencia contraría a la conclusión), 2) Abstracción selectiva (valoración de una experiencia centrándose en un detalle específico extraído fuera de su contexto e ignorando otros elementos más relevantes de la situación), 3) Sobregeneralización (proceso de extraer una conclusión o elaborar una regla general a partir de uno o varios hechos aislados y aplicarla tanto a situaciones relacionadas con el hecho en particular como no relacionadas), 4 y 5) magnificación y minimización (evaluación de uno mismo, de otros o de una situación y exageración de lo negativo y minimización de lo positivo, o viceversa) 6) pensamiento dicotómico o absolutista (interpretación de la situación en dos categorías en lugar de considerar toda la gama de posibilidades intermedias). Este modelo ha seguido desarrollándose con posterioridad, siendo uno de los más validados y más frecuentemente usados en las intervenciones psicológicas (Cuijpers et al., 2019).

Para medir los estilos de procesamiento asociados a la depresión en adultos, se han desarrollado distintos instrumentos (Leitenberg et al., 1986), como la Dysfunctional Attitudes Scale (DAS; Weissman y Beck, 1978) o el Cognitive Bias Questionnaire (CBQ; Krantz y Hammen, 1979). Sin embargo, solamente el Cognitive Error Questionnaire (CEQ) de Lefebvre (1981) cuenta con escalas separadas para evaluar los errores cognitivos (Karakaya et al., 2007; Leitenberg et al., 1986; Maric et al., 2011). Durante la validación de este cuestionario, se observó que algunos de los seis errores cognitivos se solapaban entre sí, dando lugar a cuatro categorías de distorsiones que finalmente se valoran en este cuestionario: Catastrofización, Sobregeneralización, Personalización y Abstracción selectiva (Maric et al., 2011). Este instrumento está formado por 24 viñetas (cada una de las cuales describe, en dos o tres líneas, una experiencia estresante que va seguida por un pensamiento negativo que refleja una distorsión) que miden estos cuatro errores cognitivos en tres ámbitos diferentes de la vida diaria: trabajo, familia/casa y ocio (Christensen et al., 1999; Goubert et al., 2005; Lefebvre, 1981).

Posteriormente, Leitenberg et al. (1986) ampliaron esta línea de investigación en niños y adolescentes, desarrollando el Children’s Negative Cognitive Error Questionnaire (CNCEQ), que se compone también de 24 ítems que miden las mismas cuatro distorsiones cognitivas que el CEQ, en este caso en las áreas social, académica y deportiva (Leitenberg et al., 1986). El CNCEQ original mostró buenas propiedades psicométricas en términos de consistencia interna, fiabilidad test-retest y validez de constructo (Leitenberg et al., 1986) y ha demostrado ser sensible a los cambios provocados por el tratamiento, siendo utilizado para investigar mediadores y moderadores de la teoría conductual en jóvenes (Maric et al., 2011).

El CNCEQ ha sido ampliamente utilizado para evaluar errores cognitivos negativos en una amplia variedad de trastornos en jóvenes (de tipo internalizante y externalizante; Messer et al., 1994; Weems et al., 2001). Las investigaciones realizadas han permitido identificarla importancia de las distorsiones cognitivas en jóvenes deprimidos, con estrés o con ansiedad (Leitenberg et al., 1986; Kılınçel et al., 2021; Loades et al., 2020; Messer et al., 1994; Rehna et al., 2012; Schwartz y Maric, 2015; Watts y Weems 2006; Weems et al., 2001). Las distorsiones cognitivas también se han relacionado con la agresión en menores (Dragone et al., 2019; Marsee et al., 2008; Oostermeijer et al., 2017; Roncero et al., 2016; Willoughby et al., 2014).

También ha sido traducido y aplicado en jóvenes de diferentes culturas (Maric et al., 2011), como la holandesa (Maric et al., 2011), la griega (Tairi et al., 2016), la turca (Karakaya et al., 2007), la serbia (Stevanovic et al., 2016) o la pakistaní (Rehna et al., 2012). Sin embargo, este cuestionario no está disponible lengua española para su uso con adolescentes de España. Dada la relevancia del estudio de las distorsiones cognitivas, esto emerge como una importante limitación. Por ello, la presente investigación tuvo por objetivo adaptar el CNCEQ a una muestra de jóvenes españoles. Además, a pesar de que este cuestionario se ha utilizado ampliamente para medir distorsiones cognitivas, son pocos los estudios que han examinado su validez psicométrica. En su inicio, Leitenberg et al. (1986) no realizaron un examen de la estructura factorial; sin embargo, años más tarde, a través de un análisis factorial exploratorio, Messer et al. (1994) extraen un único factor, lo que sugiere la presencia de un constructo mundial indicativo de procesamiento negativo; mientras que, en 2007, Karakaya et al. extraen tres factores: Catastrofización, abstraccción selectiva y Personalización. Por último, se debe resaltar la importancia que un instrumento como este puede tener como herramienta para el profesorado, permitiendo adaptar las actividades docentes a las características del alumnado.

Por todo esto, se determinó estudiar a) la validez de constructo, poniéndola a prueba con diferentes modelos de su estructura factorial, hipotetizando que el cuestionario mostrará una estructura general compuesta por cuatro factores de primer orden; b) la fiabilidad y la consistencia interna del cuestionario y sus respectivas subescalas (catastrofismo, Sobregeneralización, Personalización y Abstracción selectiva); c) la validez discriminante, comparando si existen diferencias significativas en las puntuaciones de la escala total y de cada una de las subescalas según la edad, el sexo y el nivel de estudios de los participantes; y d) la validez referida a criterio, comprobando la relación con cuestionarios de agresividad: The Aggression Questionnaire – AQ (Buss y Perry, 1992) y Reactive–Proactive Aggression Questionnaire - RPAQ (Raine et al., 2006).

Método

Participantes

La muestra de estudio estuvo compuesta por 2047 participantes con edades comprendidas entre los 12 y 22 años (M = 15.25; DT = 1.77). El 50.7% fueron varones y el 47.3% mujeres. Con el objetivo de analizar las diferencias por edad, la muestra se subdividió en tres grupos: el grupo 1 estuvo compuesto por jóvenes entre 12 y 14 años (N = 698), el grupo 2 por jóvenes de entre 15 y 16 años (N = 797) y el grupo 3 por jóvenes de entre 17 y 22 años (N = 552 participantes). En relación al nivel educativo, el 4.1% cursaban Educación Primaria, el 71.6% Educación Secundaria, el 20.7% Bachillerato, el 1.6% Formación Profesional, el 2% no tenían estudios, y el 1.1% cursaban otro tipo de formación.

Instrumentos

Cognitive Negative Childrens’ Error Questionnaire(CNCEQ; Leitenberg et al.,1986)

Mide el procesamiento distorsionado de la información en población infanto-juvenil a través de 24 ítems, cada uno de los cuales describe una experiencia estresante que va seguida de un pensamiento negativo que refleja una distorsión cognitiva (pensamiento catastrófico, Sobregeneralización, Personalización y Abstracción selectiva. distribuida en tres contextos o áreas de contenido (social, académico o deportivo). Sus puntuaciones han mostrado unas adecuadas propiedades psicométricas: la fiabilidad test-retest para cada uno de los tipos de distorsión cognitiva oscila entre .44 y .58, y para el contenido de las áreas entre .56 y .59. Para la puntuación total, la fiabilidad test-retest fue de .65 (Leitenberg et al.,1986). Con respecto a la consistencia interna, los autores refieren un alfa de Cronbach elevado para la puntuación total del cuestionario (α = .89), así como en las diferentes sub-escalas (catastrofismo, α = .73; Sobregeneralización, α = .76; Personalización, α = .77; y Abstracción selectiva, α = .59). Por otro lado, se encontraron correlaciones moderadas entre las tres áreas de contenido (rango = .57-.60) y entre los cuatro tipos de error (rango = .49-.56).

Cuestionario de Agresión - AQ(The Aggression Questionnaire: Buss y Perry, 1992; adaptado a población española por Andreu et al., 2002)

Se trata de un cuestionario muy usado en estudios sobre el comportamiento agresivo en población infanto-juvenil, compuesto por 29 ítems que se agrupan en cuatro factores: agresividad física (9 ítems), agresividad verbal (5 ítems), ira (7 ítems) y hostilidad (8 ítems). Los valores de consistencia interna (α de Cronbach) tanto para la escala total (α= .88) como para las subescalas (α = .86 para agresión física, α = .77 para ira y α = .72 para hostilidad) fueron adecuados en el estudio de validación española, si bien en el caso de la agresión verbal (α = .68), estuvo ligeramente por debajo de lo aceptable (Abad et al, 2011). En la presente muestra, la consistencia interna fue de .72

Cuestionario de Agresión Reactiva y Proactiva - RPAQ (Reactive–Proactive Aggression Questionnaire: Raine, et al., 2006; adaptado a población española por Andreu, et al., 2009)

Evalúa la motivación que tienen los participantes para realizar una agresión y el contexto donde sucede la misma mediante 23 ítems (12 ítems que evalúan agresión proactiva o instrumental y 11 que evalúan agresión reactiva u hostil). Los valores de consistencia interna (α de Cronbach) tanto para la escala total (α= .91) como para las sub-escalas de agresión reactiva (α = .84) y agresión proactiva (α = .87) fueron adecuados en la validación española.

Procedimiento

El estudio fue aprobado por el Comité de ética de la Universidad de los autores. Además, se obtuvo el consentimiento de los progenitores para aquellos alumnos menores de edad. Los jóvenes que participaron en la investigación lo hicieron voluntariamente, asegurándose plenamente el anonimato de sus respuestas. El procedimiento para la selección de esta muestra se realizó mediante un muestreo de bola de nieve no discriminativo exponencial para asegurar una amplia y diversa muestra que resultara representativa. Los primeros encuestados fueron estudiantes de la Facultad de Psicología de la Universidad Complutense de Madrid y el proceso en cadena incluyó la participación de 10 nuevos encuestados por cada participante inicial en el estudio. Se orientó el proceso en función de la edad, género y nivel de estudios de los nuevos encuestados, con el objeto de que la muestra final fuera lo más representativa posible en la población general. Una vez recopilados los cuestionarios, se eliminaron aquellos que fueron contestados de forma incorrecta o estaban incompletos (un total de 33 cuestionarios). Para la adaptación se contó con un panel de 4 especialistas en psicología y educación que valoraron la traducción/adaptación de los ítems de los dos instrumentos al español, considerando la lógica del constructo en español y la población objeto de estudio. Respecto a la traducción de los instrumentos los autores tuvieron en cuenta las recomendaciones de la International Test Commission (2017), para la adecuación de los ítems a la población española.

Análisis de datos

Con el fin de alcanzar los objetivos de este estudio se emplearon diferentes análisis utilizando el paquete estadístico IBM SPSS. Se realizó un análisis factorial exploratorio para analizar la validez de constructo. A continuación, para calcular la consistencia interna, tanto del CNCEQ total como de sus respectivas subescalas, se utilizó el coeficiente alfa de Cronbach. Por su parte, para estudiar la validez discriminante, empezando por el género, se realizaron pruebas t para muestras independientes sobre la puntuación total y la de cada una de las subescalas, repitiendo esos análisis para tener también en cuenta las áreas de contenido. Para analizar las diferencias por grupos de edad, se realizó un análisis de varianza unifactorial. Por último, para estudiar las diferencias según el nivel de estudios, se aplicó la prueba no paramétrica de Kruskall-Wallis dado que no se cumplían los supuestos para realizar un ANOVA. Finalmente, para estudiar la validez referida a criterio se realizaron análisis de correlaciones y de regresión lineal con los dos cuestionarios de agresión y sus subescalas.

Resultados

Análisis factorial

Debido a que Leitenberg et al. (1986) no realizaron un análisis de la estructura factorial del cuestionario y diferentes investigaciones al analizarlo defienden la existencia de un único factor general (Messer et al., 1994) o la existencia de tres factores (Karakaya et al., 2007), se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) cuyo interés era encontrar un número de factores comunes que expliquen las correlaciones encontradas entre todas las variables.

Este análisis fatorial mostró una estructura de cuatro factores que explican el 44.04 % de la varianza total, siendo la saturación de los ítems en cada uno de ellos adecuada: pesos factoriales de los ítems mayores de .35 en su factor correspondiente, y menor a .35 en cualquier otro factor (Tabla 1).

Los resultados muestran que los ítems no saturan en cada factor igual que en la escala original: el Factor 1 recoge los ítems 1, 9 y 18 (pertenecientes a Catastrofización en la escala original); 5, 8 y 19 (pertenecientes a Sobregeneralización en la escala original); 6 (perteneciente a Personalización en la escala original); y el ítem 10 (perteneciente a Abstracción selectiva en la escala original). El Factor 2, recoge los ítems 21, 22, 23 y 24, pertenecientes en la escala original a Personalización, Catastrofización, Abstracción selectiva y Sobregeneralización, respectivamente. El Factor 3 recoge los ítems 11 y 20 (Catastrofización en la escala original), 12 y 15 (Abstracción selectiva en la escala original) y 14 y 17 (pertenecientes a Sobregeneralización en la escala original). Y por último el Factor 4 recoge los ítems 2, 4, 7 y 16 (de Personalización en la escala original); y los ítems 3 y 13 (pertenecientes a Abstracción selectiva en la escala original).

Fiabilidad

Los coeficientes de fiabilidad (consistencia interna) obtenidos fueron elevados tanto para la escala total (α = .88) como para las subescalas de Sobregeneralización (α = .71). Para las otras subescalas fueron algo menores pero aceptables: Personalización α = .70, Catastrofismo α = .67 y Abstracción selectiva α = .61.

Validez discriminante

Al analizar las diferencias existentes entre varones y mujeres no se encontraron diferencias estadísticamente significativas en la puntuación total. Sin embargo, al tener en cuenta las áreas de contenido, se observó que sí las hay en el área Social (2.31 vs. 2.37; t₍₂₀₃₈₎ = -1.90; p < .05), Académica (2.28 vs. 2.37; t₍₂₀₃₈₎= 1.69; p < .05) y Deportiva (2.14 vs 2.19; t₍₂₀₃₈₎ = -1.88; p < .05), apareciendo estas distorsiones cognitivas siempre en mayor medida en mujeres.

Estudiando las diferencias por género en las subescalas, se encontraron diferencias significativas en Catastrofización (mayor puntuación promedio en las mujeres), si bien esta diferencia solo se halló solo en el área Social (2.22 vs. 2.37; t₍₂₀₃₈₎ = -4.04; p < .05) y en la Deportiva (1.99 vs. 2.07; t_(2009.008) = -2.06; p < .05). También hubo diferencias en Sobregeneralización (mayores niveles de distorsión en las mujeres), incluso cuando mediaron las áreas de contenido Social (2.38 vs. 2.48; t₍₂₀₃₃₎ = -2.25; p < .05), Académica (2.32 vs. 2.50; t_(1993.061) = -3.77; p < .05) y Deportiva (1.73 vs. 1.98; t₍₂₀₃₇₎ = -5.43; p < .05). Por otra parte, se encontraron diferencias de género en la subescala de Personalización, siendo en este caso los varones quienes presentaron mayores puntuaciones, incluso cuando mediaron las tres áreas de contenido: Social (2.06 vs. 1.97; t₍₂₀₃₈₎ = 2.140; p < .05), Académica (2.18 vs. 2.01; t_(2.034) = 4.06; p < .05) y Deportiva (2.27 vs. 2.22; t₍₂₀₃₈₎ = 1.79; p < .05). Por último, no se hallaron diferencias entre varones y mujeres en la subescala de Abstracción selectiva, a pesar de encontrarse tales diferencias al mediar las áreas Académica (2.04 vs. 1.85; t₍₂₀₃₄₎ = 5.03; p < .05) y Social (2.58 vs. 2.65; t₍₂₀₃₂₎ = -1.79; p < .05), donde el promedio fue mayor en las mujeres.

En cuanto a las diferencias según los grupos de edad., la Tabla 3 muestra que no se encontraron diferencias significativas en la puntuación total, aunque al tener en cuenta las áreas de contenido sí las hubo en las áreas social (F_{(2, 2037)} = 4.32; p < .05) y académica (F_{(2, 2037)} = 3.11; p < .05).

En las subescalas, no hubo diferencias estadísticamente significativas entre los grupos edad en Catastrofización ni Abstracción selectiva, aunque en la primera sí las hubo al mediar el área Social (F_(2,2037) = 5.17; p < .05). Por su parte, hubo diferencias significativas en Sobregeneralización y Personalización en la puntuación total. Al mediar las áreas de contenido en Sobregeneralización, se dieron diferencias por edad en las áreas Académica (F_{(2, 2037)} = 14.04; p < .05) y Deportiva (F_{(2, 2037)} = 8.14; p < .05). Con respecto a Personalización, las diferencias por edad se encontraron en las áreas Social (F_{(2, 2037)} = 7.55; p < .05) y Deportiva (F_{(2, 2037)} = 4.45; p < .05).

A nivel de estudios, la prueba de Kruskall-Wallis (Tabla 4) indicó la existencia de diferencias significativas entre los diferentes niveles de estudios en la puntuación total y también al mediar las áreas social y académica. Se observó que en las subescalas no existía diferencias significativas entre los diferentes niveles de estudios las variables Catastrofización, sobre generalización y Abstracción selectiva. No obstante, al mediar las áreas de contenido, sí se encontraron diferencias significativas en Catastrofización al mediar el área Social y Abstracción selectiva al mediar el área Académica. En la subescala de Personalización, hubo diferencias que, al mediar las áreas de contenido, solo aparecieron en el área Social.

Validez de criterio

Las correlaciones entre las distorsiones cognitivas y la puntuación total y por subescalas del cuestionario AQ fueron bajas (ver Tabla 5). Las subescalas de agresión física, agresión verbal e ira tuvieron todas correlaciones con el CNCEQ (total y subescalas) por debajo de r = .30. Hostilidad fue la subescala que mostró mayor relación con las distorsiones, teniendo correlaciones todas superiores a r = .30. La puntuación total en el AQ mostró las mayores asociaciones con Abstracción selectiva y con la puntuación total del CNCEQ. El análisis de regresión realizado concluyó que en la sub-escala de agresividad física, la Abstracción selectiva, el catastrofismo, la Personalización y el CNCEQ total explican el 5% de la variabilidad; en agresividad verbal, el 5.4% de la variabilidad encontrada sería explicada mediante las variables Abstracción selectiva, catastrofismo y Sobregeneralización; en ira, el 8.1% de la variabilidad encontrada sería explicada mediante las variables Abstracción selectiva y Sobregeneralización; y en hostilidad, son el CNCEQ total y la Sobregeneralización las variables que explican un 18.7% de la variabilidad encontrada. Por último, para el AQ total, se observó, que son la Abstracción selectiva, la Sobregeneralización y la Personalización las variables que explican un 11.9% de la variabilidad encontrada.

Respecto al cuestionario RPAQ, las correlaciones con las distorsiones fueron todas estadísticamente significativas, aunque bajas (Tabla 5), estando todas por debajo de r = .30. El análisis de regresión realizado concluyó que en la sub-escala agresión reactiva se encontró que son el CNCEQ total, la Personalización, la Abstracción selectiva, el catastrofismo y la Sobregeneralización son las variables que explican un 7.5% de la variabilidad encontrada. Y para agresión proactiva, se encontró que son el CNCEQ total, la Personalización, la Abstracción selectiva el catastrofismo y la Sobregeneralización son las variables que explican un 5.6% de la variabilidad encontrada.

Discusión

Este estudio tenía por objetivo adaptar el CNCEQ a población española joven.En términos generales, este cuestionario posee propiedades psicométricas adecuadas, ya que presenta valores aceptables para la medida de distorsiones cognitivas en jóvenes. Además, los resultados obtenidos son similares a los obtenidos por Leitenberg et al. (1986) en el cuestionario original

Al analizar la validez de constructo, el test muestra una estructura factorial en cuatro factores, aunque los ítems no saturan en cada factor de la misma manera que en la investigación realizada por Leitenberg et al. (1986), a pesar de que es el único trabajo (junto al realizado por Karakaya et al., 2007) que ofrece apoyo empírico a la separación de errores cognitivos que se planteaban en el trabajo original (Fernández-Tobar, 2015).

Pocos estudios han examinado la validez psicométrica del CNCEQ. Leitenberg et al. (1986) no realizaron un examen de la estructura factorial del instrumento. Fue en la investigación de , Messer et al. (1994) al investigar la validez factorial a través de un Análisis de Componentes Principales cuando los resultados mostraron la existencia de un solo factor, lo que sugiere la presencia de un constructo mundial indicativo de procesamiento negativo.

Años más tarde, Stewart et al. (2004) aplicaron el CNCEQ para comparar dos muestras: una de adolescentes estadounidenses con otra muestra de adolescentes japoneses. Una vez más, el análisis factorial indicó que todos los ítems saturaban en un único factor. Los análisis estadísticos de estas investigaciones no apoyaron la composición multidimensional propuesta por Leitenberg et al. (1986), que representa cuatro errores cognitivos. No obstante, este hallazgo sugiere que la medida no está aislando con éxito los distintos estilos de errores cognitivos negativos en su formato actual. El único estudio (junto con la presente investigación) que ofrece apoyo empírico a la separación de errores cognitivos, ha sido el realizado por Karakaya et al. (2007), quienes realizaron una adaptación del CNCEQ en población turca. Al usar un Análisis de Componentes Principales, se identificaron tres factore: Catastrofización, Abstracción selectiva y Personalización. Los ítems asociados con el cuarto error cognitivo (Sobregeneralización) saturaron en los otros tres factores.

En definitiva, los análisis factoriales no han apoyado la presencia de los errores cognitivos separados, tal y como se presentaron en el CNCEQ original. Los diferentes hallazgos encontrados en las investigaciones podrían señalar problemas metodológicos relacionados con la traducción (ya que el lenguaje juega un papel importante en la formación y expresión del pensamiento), o bien podrían estar relacionados con que los procesos cognitivos pueden llegar a variar de unas culturas a otras (Fernández-Tobar, 2015).

Los resultados de consistencia interna obtenidos indican que el cuestionario total presenta una adecuada fiabilidad. No obstante, es preciso que las escalas se interpreten individualmente con precaución debido a que presentan una consistencia menor. Esto sugiere que su uso es insuficiente para tomar decisiones individuales ya sean de tipo diagnóstico o de intervención.

Los resultados de la validez discriminante han mostrado que las mujeres muestran más distorsiones cognitivas que los varones, sobre todo Catastrofización y Sobregeneralización, principalmente en el área Social y deportiva. Por su parte, los varones presentan más distorsiones cognitivas de Personalización, independientemente del tipo de área de contenido que medie (Fernández-Tobar, 2015). Estos resultados siguen los obtenidos por Karakaya et al. (2007), Kingery et al. (2009), Cannon y Weems (2010) o Pereira, Barros y Mendoça (2012). En ellos, las mujeres mostraron mayores niveles de distorsiones cognitivas en el CNCEQ total que los varones. Los pocos estudios previos que han explorado las diferencias de género en el CNCEQ, y en congruencia con la investigación aquí realizada, no han hallado diferencias estadísticamente significativas en función del sexo en el cuestionario total, tal y como ocurre en la investigación realizada por Leitenberg et al. (1986). Esto podría explicarse porque las distorsiones cognitivas no emergen hasta la adolescencia, lo cual es consistente con la edad en la que las diferencias de género en depresión, por ejemplo, aparecen por primera vez (aproximadamente entre los 13-15 años) (Kingery et al., 2009).Que las mujeres presenten en mayor medida Catastrofización o Sobregeneralización podría sugerir que las mujeres tienden más a dramatizar y ser más emotivas, mientras que los varones tenderían más a la exigencia y a la polarización.(Fernández-Tobar, 2015).

Por otra parte, no se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre los grupos de edad en el cuestionario total, aunque sí se han encontrado en las subescalas de Catastrofización y Personalización. Estos resultados van en la línea del estudio realizado por Kingery et al. (2009) o por Epkins (1998) en los que no se hallaron diferencias significativas entre los diferentes grupos de edad, ni siquiera al mediar las áreas de contenido. Sin embargo, los resultados son inconsistentes con la mayoría de los estudios, que sugieren que los más jóvenes presentan mayor número de distorsiones cognitivas (Leitenberg et al, 1986; Karakaya et al., 2007). La aparición de un mayor número de distorsiones cognitivas a partir de los 15 años, puede ser consecuencia a que su aparición responda a las necesidades, demandas y preocupaciones que atraviesan los jóvenes en estas edades. En esta línea, se podría argumentar que la relevancia de un tipo particular de distorsión cognitiva en los diferentes grupos de edad puede ser considerada como un indicador de las propiedades evolutivas de los jóvenes, según lo cual, el tránsito hacia la adolescencia, y de ésta a la vida adulta, va sujeto a unos cambios puberales, cognitivos y demandas psicosociales a las que el joven tendrá de adaptarse (Fernández-Tobar, 2015).

En contrapartida, se vio que los jóvenes sin estudios fueron los que presentan mayor promedio de distorsiones en el cuestionario total (presentando diferencias significativas con todos los otros grupos) y que fueron los jóvenes que cursan bachillerato los que presentan menor cantidad de distorsiones cognitivas. Estos resultados irían en consonancia a los planteados anteriormente con respecto a la edad.

Por último, respecto a la validez referida a criterio, los resultados han puesto de manifiesto que existen correlaciones bajas entre las puntuaciones del CNCEQ total y sus sub-escalas con los cuestionarios AQ y RPAQ y sus respectivas subescalas (Fernández-Tobar, 2015).

Aunque los resultados de la presente investigación indican que el CNCEQ es un instrumento con buenas propiedades psicométricas, es necesario que los resultados obtenidos se consideren en el contexto de algunas limitaciones importantes.

En primer lugar, la limitación principal de la presente investigación reside en la utilización de un diseño de tipo transversal que no permiten establecer ningún tipo de causalidad de interés para poder realizar una buena comparación de la presencia de éste. Otra limitación importante hace referencia a la deseabilidad social de las respuestas, dado que no se han controlado sus efectos. Si bien en el estudio se aseguraron la confidencialidad y el anonimato de las respuestas, la deseabilidad social ha podido afectar a las respuestas dadas por los participantes de esta investigación.

Como futuras líneas de investigación cabe destacar que el cuestionario adaptado para esta investigación ha mostrado tener una alta fiabilidad en la población de adolescentes y jóvenes españoles, por lo que sería interesante contrastar su la calidad psicométrica en otros países de habla hispana. De esta forma, se daría la posibilidad de incorporar mayor evidencia empírica sobre la validez transcultural. En esta misma línea, sería interesante ahondar en el estudio de otras adaptaciones realizadas en este estudio en diferentes culturas, para poder contrastar los presentes resultados con otras investigaciones.

Por último, las investigaciones realizadas con el CNCEQ se han centrado, en su mayoría, en buscar la relación de este cuestionario con sintomatología ansioso-depresiva. Los pocos estudios llevados a cabo sobre la relación de las distorsiones cognitivas con la conducta agresiva ofrecen resultados contradictorios. Podría ser útil, por tanto, analizar en qué medida estas distorsiones influyen en la conducta agresiva y delictiva, y qué relación puede establecerse entre ambas variables.

En conclusión, la versión española de CNCEQ permite evaluar, con garantías psicométricas, las distorsiones cognitivas auto-degradantes en adolescentes y jóvenes. Este instrumento permitirá a los docentes adaptar sus actividades teniendo en cuenta la presencia de estas distorsiones en esa población.

Referencias

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