SciELO - Scientific Electronic Library Online

 
vol.35 número6Valoración subjetiva de los sucesos de vida estresantes en dos grupos de adolescentes de zonas marginadasRegulación de la neurogénesis hipocámpica por los estrógenos: su relación con la depresión índice de autoresíndice de assuntospesquisa de artigos
Home Pagelista alfabética de periódicos  

Salud mental

versão impressa ISSN 0185-3325

Salud Ment vol.35 no.6 México Nov./Dez. 2012

 

Artículo original

 

Propiedades psicométricas de la escala "Dificultades en la Regulación Emocional" en español (DERS–E) para adolescentes mexicanos

 

Psychometric properties of the "Difficulties in Emotion Regulation Scale" in spanish (DERS–E) in Mexican adolescents

 

Miguel Marín Tejeda,1 Rebeca Robles García,2 Catalina González–Forteza,2 Patricia Andrade Palos1

 

1 Facultad de Psicología, Universidad Nacional Autónoma de México.

2 Dirección de Investigaciones Epidemiológicas y Psicosociales, Instituto Nacional de Psiquiatría Ramón de la Fuente Muñiz.

 

Correspondencia:
Mtro. Miguel Marín Tejeda.
Bosques de Polonia no. 78, Colonia Bosques de Aragón, 57170
Netzahualcóyotl, Estado de México.
E–mail: médicos_gema@yahoo.com.mx

 

Recibido: 21 de febrero de 2012.
Aceptado: 6 de abril de 2012.

 

SUMMARY

Introduction

Emotional Dysregulation (ED) is the decreased capacity to experiment and differentiate an ample range of emotions, as well as to monitor, evaluate and modify intense emotional states. ED is associated with the most frequent emotional problems such as depression, anxiety, and with maladaptive behaviors thought to serve an emotion and impulsivity regulating function, including deliberate self–harm. The Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS) was developed for adults, has good internal consistency (Cronbach's α=0.93), and good test–retest reliability (r=0.88).

Objectives

To translate and determine the psychometric properties of the Spanish version of the DERS (DERS–E) in a nonclinical Mexican adolescent's sample.

Method

455 students of a public junior high school in Mexico City participated; the mean age was 13.1 ±.95 years old. The scale was administrated in groups of 40 students, who concurrently answered the Spanish version of the following measures: i) Self–injury Schedule; ii) Beck Depression Inventory; and iii) Plutchik's Impulsivity Scale.

Results

The first confirmatory factorial analysis (CFA) showed that the data did not replicate the original six–factor structure with 36 items (χ2=22339.4, df= 6, p<0.05). An exploratory factorial analysis showed that the data adjusted with a 24 items and 4–factor model (corroborated with a second CFA: χ2=259.729, df=230, p>0.05); the subscales Cronbach' a were from .85 to .68. The validity through contrasted groups and the correlation with concurrent scales showed significant results (Pearson's r of .51 to .76, p<0.05).

Conclusions

The DERS–E with adolescents did not replicate the factorial structure of the original scale, but showed a similar and multidimensional structure of four factors and showed good psychometric properties with respect to internal consistency and concurrent validity.

Key words: Adolescents, deliberate self–harm, depression, emotion dysregulation, measurement.

 

RESUMEN

La desregulación emocional (DE) es la capacidad disminuida para experimentar y diferenciar un amplio rango de emociones, así como para monitorear, evaluar y modificar estados emocionales intensos. La DE se ha asociado a los más frecuentes padecimientos, como depresión, ansiedad y conductas desadaptativas, incluidas la impulsividad y las autolesiones no suicidas. La escala Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS por sus siglas en inglés) fue desarrollada para evaluar estas dificultades en adultos, posee una buena consistencia interna (α de Cronbach=0.93) y buena confiabilidad test–retest (r=0.88).

Objetivos

Traducir y determinar las propiedades psicométricas de la DERS en español (DERS–E) en una muestra no clínica de adolescentes mexicanos.

Método

Participaron 455 estudiantes de una escuela secundaria pública de la Ciudad de México, de los cuales 226 eran hombres (49.7%) y 229 mujeres (50.3%); la edad promedio fue de 13.1±.95 años. La escala fue administrada grupalmente (grupos de 40 estudiantes), quienes contestaron concurrentemente los inventarios de: i) Autolesiones, ii) Depresión de Beck, iii) Impulsividad de Plutchik.

Resultados

El primer análisis factorial confirmatorio (AFC) mostró que los datos no replicaban la estructura original de seis factores con 36 reactivos (χ2=22339.4, gl=6, p<0.05). Un análisis factorial exploratorio mostró que los datos se ajustaban a un modelo de 24 reactivos y cuatro factores (corroborados con un segundo AFC: χ2=259.729, gl=230, p>0.05). Las alphas de Cronbach de cada subescala tuvieron un rango entre .85 y .68. La validez por medio de grupos contrastados y la correlación con las medidas concurrentes mostraron resultados significativos (r de Pearson de .51 a .76, p<0.05).

Discusión y conclusiones

La DERS–E con adolescentes no replicó la estructura factorial de la escala original, pero sí presentó una estructura similar, multidimensional, con cuatro factores y mostró buenas características psicométricas, tanto de consistencia interna como de validez concurrente.

Palabras clave: Adolescentes, autolesión, depresión, disregulación emocional, evaluación.

 

INTRODUCCIÓN

La regulación emocional (RE) se define como un proceso que implica el monitoreo, evaluación y modificación de las reacciones emocionales con la finalidad de acceder a las propias metas.1 Es un concepto que ha ganado un interés creciente en la investigación aplicada, especialmente porque la disfunción de la misma (Desregulación emocional: DE) se ha asociado con una gran cantidad de patologías emocionales y del comportamiento, entre las cuales se encuentran las autolesiones,2 el trastorno límite de la personalidad,3,4 el consumo de sustancias,5,6 la depresión y la ansiedad,7 los ataques de pánico8 y el trastorno de estrés por postraumático.9,10

Una de las definiciones de DE más ampliamente aceptadas y difundidas es la de Linehan,4 quien propone que dicha disfunción involucra la presencia de dificultades para: 1. identificar experiencias emocionales específicas, 2. modular la activación fisiológica asociada, 3. tolerar el malestar y 4. confiar en las respuestas emocionales como interpretaciones válidas de experiencias vitales. Por tanto, la DE condiciona a una persona a la autoinvalidación y en consecuencia la desorienta en relación con la manera de actuar y sentir en general.

Gratz y Roemer11 crearon una escala para medir el constructo basándose en las propuestas teóricas precedentes, especialmente las de Linehan,4 Thompson,1 Cole, Michel y Teti.12 En su definición, las autoras especifican que la DE no es equivalente a la falta de control emocional, puesto que la primera es más compleja que la segunda. Por tanto, la DE implica la capacidad disminuida para suprimir en forma inmediata los estados afectivos negativos, así como para experimentar y diferenciar un rango amplio de emociones, monitorear, evaluar y modificar emociones intensas, siendo central en el proceso la poca claridad, aceptación y comprensión de los propios estados emocionales. Más aún, las autoras dejan claro que el concepto de DE debe incluir un elemento contextual (uso adaptativo de las estrategias de RE) para la obtención de objetivos propuestos.

La escala de Gratz y Roemer,11 Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS por sus siglas en inglés), consta de 36 reactivos y fue desarrollada originalmente para evaluar estas dificultades en adultos. En los hallazgos preliminares respecto a sus propiedades psicométricas, la DERS demostró una buena consistencia interna (α de Cronbach=0.93), así como una confiabilidad test–retest adecuada (r=0.88). En tanto, la validez predictiva se determinó con la correlación entre la DERS y dos conductas clínicas significativas: frecuencia de autolesiones y frecuencia de abuso de la pareja. Todas las subescalas de la DERS se correlacionaron significativamente con ambas conductas, con lo que quedó demostrada la capacidad predictiva de la escala. Por su parte, el análisis factorial demostró una adecuada validez de constructo con seis subescalas diferenciadas: 1. no aceptación de respuestas emocionales (No aceptación), 2. dificultades para implementar conductas dirigidas a metas (Metas), 3. dificultades en el control de impulsos (Impulsos), 4. falta de conciencia emocional (Conciencia), 5. acceso limitado a estrategias de regulación emocional (Estrategias) y 6. falta de claridad emocional (Claridad).

Investigaciones posteriores han demostrado la utilidad de la DERS para detectar, predecir y atender distintas patologías asociadas a la DE, tanto en población clínica, como no clínica.2,3,13–15 Si bien la mayoría de estos estudios se han hecho con adultos, la investigación con adolescentes aporta evidencia preliminar acerca de que la DE se relaciona con el deficiente desempeño académico y problemas de conducta,16 baja autoestima, ansiedad y depresión.17–19

La DERS se ha traducido y adaptado a diversos idiomas, replicando las características adecuadas de confiabilidad y validez de la escala original. Entre las distintas traducciones se encuentran la italiana,20 la turca21 y la portuguesa.22 Respecto a su uso en adolescentes, Newman, Van Lier, Gratz y Koot23 realizaron una exploración de las propiedades psicométricas de este instrumento administrado a jóvenes alemanes. Así, el análisis factorial confirmatorio mostró que la versión alemana de la DERS en adolescentes fue equivalente a la original en adultos norteamericanos, con una adecuada consistencia interna (α de Cronbach=0.81). Más aún, las subescalas de la DERS explicaron 13 y 15% de la varianza de la conducta agresiva y conducta delincuente respectivamente, así como 58% y 59% de la varianza de ansiedad y depresión.

Por su parte, Weinberg y Klonsky19 exploraron las características psicométricas de la DERS con adolescentes norteamericanos (edad entre 13 y 17 años). Su análisis factorial exploratorio confirmó la estructura original de seis factores, con alphas de Cronbach fluctuando entre 0.76 y 0.89 para las diferentes subescalas. Los autores aportaron evidencia adicional de que la DERS administrada en adolescentes, junto con mediciones concurrentes, era un buen predictor de problemas psicológicos potenciales.

La DERS no ha sido traducida al español de México ni evaluada psicométricamente en esta población. Ello puede explicar la limitada investigación sobre DE en adolescentes de habla hispana en general y de mexicanos en lo particular.

Adicionalmente, la evaluación de las diferencias de género respecto a la DE amerita mayor atención si se desea conocer las necesidades específicas de hombres y mujeres en esta importante variable para prevenir y atender efectivamente la psicopatología relacionada. Algunos autores proponen que los varones expresan o verbalizan menos sus emociones en comparación con las mujeres,24 lo cual sugiere que prestan menos atención a sus estados afectivos. También existe evidencia de que las mujeres son mejores para inhibir las conductas inapropiadas en respuesta a emociones negativas.25 En contraste, otros autores han reportado que las mujeres, en comparación con los hombres, experimentan niveles altos de culpa, vergüenza o autoagresión, y que utilizan con mayor frecuencia estrategias de afrontamiento inadecuadas ante emociones percibidas como inapropiadas.26

 

OBJETIVOS

El objetivo principal del presente estudio fue evaluar las propiedades psicométricas de la DERS en español (DERS–E) en una muestra de adolescentes escolares mexicanos. Adicionalmente se realizaron comparaciones de diferencias por sexo en DE y medidas adicionales de psicopatología.

 

MÉTODO

Participantes

Se obtuvo el consentimiento firmado de 455 estudiantes (y sus padres) de los tres grados académicos de una escuela secundaria pública de la Ciudad de México, de los cuales 226 eran hombres (49.7%) y 229 mujeres (50.3%); con una edad promedio de 13.1 años (desviación estándar de .95). La mayoría cursaba el primer grado (n=200, 44%). La escolaridad de 74% de los padres de los participantes era de preparatoria o menos.

Procedimiento

Traducción y adaptación de la DERS–E. Se obtuvo la autorización de la autora principal del instrumento original (K. Gratz) para su uso en esta investigación. A continuación, la escala fue traducida al castellano por dos expertos bilingües independientes. La versión castellana fue retraducida al inglés a fin de comparar su equivalencia con el original. Los dos expertos bilingües compararon sus versiones traducidas al castellano, discutieron las diferencias y formularon una versión conjunta. Un tercer clínico experto analizó la versión conjunta anterior, y realizó ajustes socioculturales pertinentes en cuanto a lenguaje y formato comprensibles para la población meta. De este análisis surgió una versión en español modificada.

La versión modificada fue piloteada en un grupo de 34 jóvenes: 14 hombres y 20 mujeres, quienes tenían un promedio de edad de 12 años y eran estudiantes de primer grado de una escuela secundaria pública. Se exploró la comprensión de la terminología, redacción y formato de la escala para la formulación de la versión final del instrumento.

Evaluación psicométrica de la DERS–E. Se obtuvieron los permisos correspondientes de la autoridad de una escuela secundaria pública de la Ciudad de México. Se explicaron los objetivos de la investigación a los directivos escolares, a los padres de familia y a los estudiantes, y en seguida se solicitó a los adolescentes y a sus padres la firma del consentimiento informado para participar en la investigación de forma confidencial y voluntaria. Se incluyó a todos los alumnos que decidieron participar (n=455), a quienes se les administró de manera grupal (en grupos de 40) un paquete de instrumentos de medición (véase Sección de instrumentos).

Respecto a las consideraciones éticas, las restricciones a la confidencialidad claramente especificadas fueron las siguientes: la detección de riesgo suicida y/o parasuicida, así como la necesidad de intervención profesional e inmediata debido a una problemática no contemplada por esta investigación. Estos casos fueron referidos con las autoridades escolares para su canalización a atención especializada.

Instrumentos adicionales

Cédula de autolesión (CAL). Es un cuestionario desarrollado para esta investigación, el cual se compone de 13 reactivos diseñados para detectar y medir temporalmente autolesión no suicida. Los reactivos 1 al 12 presentan ejemplos de auto–lesiones específicas (basados en la bibliografía sobre el tema) y se contestan en una escala dicotómica (presencia–ausencia). En caso de respuestas afirmativas, se proporcionan cinco opciones de respuesta para registrar: 1. frecuencia y 2. cuándo fue la última ocasión en que ocurrió la autolesión. El reactivo 13 pregunta la edad al hacerlo la primera vez. Los datos se transformaron con un algoritmo a fin de obtener puntuaciones en una escala continua, donde un mayor puntaje indica mayor gravedad y frecuencia de cada tipo de autolesión.

Inventario de depresión de Beck (BDI).27 Su propósito es evaluar la gravedad de los síntomas de depresión durante la última semana. Se compone de 21 reactivos autoadministrados en una escala tipo Likert (de 0 a 3 puntos). Las propiedades psicométricas con población mexicana28 mostraron que el coeficiente de confiabilidad test– retest fue de 0.65 a 0.72. La consistencia interna osciló entre α=0.81 y α=0.86. En tanto, la estructura factorial replicó la escala original con tres factores, y la correlación con la escala de Zung fue de .65 a .70.

Escala de impulsividad de Plutchik.29 Consta de 15 reactivos diseñados para medir impulsividad relacionada con agresividad y conducta suicida. Los reactivos preguntan sobre la tendencia a la pérdida de control; éstos se califican en una escala tipo likert de cuatro puntos. La consistencia interna de la versión original fue de 0.73; en tanto, la versión mexicana30 mostró un a de Cronbach de 0.66 al eliminar el reactivo seis. De este análisis se desprende que la escala consta de cuatro factores: autocontrol, planeación, conducta fisiológica y actuación espontánea.

 

RESULTADOS

Estructura factorial

El primer análisis factorial confirmatorio (AFC) con 36 reactivos y seis factores indicó que se trataba de un modelo no identificable. El ajuste de este modelo fue analizado con la χ2 (p>0.05), el índice normado de ajuste (NFI>.9), así como la raíz cuadrada de la media del error de aproximación (RMSEA<0.05);31 los resultados fueron los siguientes: χ2=22339.4, gl=6, p<0.05. La matriz de correlaciones con los factores originales mostró asociaciones altas entre subescalas en dos casos: No aceptación y Metas, r=.75; No aceptación e Impulsos, r=.60, por lo que la multicolinearidad podría explicar estos resultados.

Se decidió realizar un análisis factorial exploratorio (método de componentes principales y rotación varimax) siguiendo la recomendación de Kline31 respecto a reducir factores en caso de correlaciones altas. Se tomaron como criterios: a) Prueba t de discriminación entre grupos contrastados por puntajes extremos (percentiles 25 y 75, p<0.05), b) cargas factoriales mayores a .40 y c) carga del reactivo en un solo factor.

De acuerdo con la prueba de igualdad de varianzas, el reactivo 34 no discriminó entre grupos contrastados (p=0.52). El análisis de la matriz de componentes con 35 reactivos indicó la presencia de siete factores; los cuatro primeros estaban conformados por 24 reactivos que cubrieron los criterios citados. Los reactivos de los factores 5 (3.21% de varianza), 6 (3% de varianza) y 7 (2.9% de varianza) presentaban cargas en otros factores, por lo que los reactivos útiles se reducían a uno, dos o ninguno. De esta manera, se decidió que la estructura se ajustaba psicométrica y conceptualmente a cuatro factores y 24 reactivos que explicaron 45.3% de la varianza. El cuadro 1 muestra los resultados de este análisis.

Los cuatro factores obtenidos fueron nombrados al cotejarlos con las subescalas del instrumento original, buscando la correspondencia en función de los reactivos que formaban cada una. El cuadro 1 muestra la comparación entre las dos escalas, las cuales son equivalentes, con excepción de los reactivos y factores eliminados. Como se puede observar, el factor Estrategias (ES) de la escala original fue eliminado pero quedó integrado con el factor 1; en tanto, el factor Impulsos (IM) quedó integrado entre diferentes factores de la DERS–E.

Con otro AFC se evaluó la estructura obtenida de cuatro factores correlacionados. Después de realizar los índices de modificación y seguir los criterios ya señalados, se obtuvieron los siguientes resultados: χ2=259.72, gl=230, p>0.05; en tanto, el índice normado de ajuste fue de .92. Finalmente, la RMSEA fue de .01<0.05, con lo cual se concluyó que el modelo se ajustó aceptablemente a los datos.

El cuadro 2 presenta las correlaciones entre las subescalas obtenidas con el análisis factorial (r de Pearson, p< 0.05). Se observa que hay correlaciones considerables entre el factor No aceptación y los factores Metas y Claridad, si bien aún en grado aceptable.

Consistencia interna

Las alpha de Cronbach de cada subescala de la DERS–E fueron: 1. No aceptación (9 reactivos)=.85, 2. Metas (6 reactivos)=.79, 3. Conciencia (5 reactivos)=.71, 4. Claridad (4 reactivos)=.68; en tanto, el alpha de Cronbach de los 24 reactivos de la DERS–E fue .89. En términos generales, todas las estimaciones pueden considerarse adecuadas.

Validez concurrente por medio de grupos contrastados

La prueba t (p<0.05) mostró que hubo una diferencia estadísticamente significativa entre los dos grupos (formados a partir de los percentiles 25 y 75), lo cual indicó una adecuada capacidad de discriminación de cada uno de los 24 reactivos, de cada una de las cuatro subescalas, así como de la escala total con 24 reactivos (F=65.76, gl=226, p<0.05). Lo anterior señala que la DERS–E discrimina adecuadamente entre puntajes extremos.

Validez externa por medio de correlaciones con medidas concurrentes

El cuadro 3 muestra el resumen de las estimaciones de asociaciones entre la DERS–E y sus subescalas con las medidas concurrentes administradas. Como se observa, todas las correlaciones fueron positivas y estadísticamente significativas.

Diferencias por sexo para cada subescala de la DERS–E

Se determinaron las diferencias por sexo para las puntuaciones totales de la DERS–E y de cada subescala de la misma mediante una prueba t (p<0.05) para muestras independientes. De estos resultados se desprende que las mujeres presentaron puntuaciones más altas y significativas en la DERS–E, así como en las subescalas No aceptación y Claridad, excepto en las subescalas Metas y Conciencia (cuadro 4). No obstante, debe notarse que las puntuaciones de ambos sexos son bajas respecto al puntaje máximo del rango teórico, por lo que tales diferencias deben tomarse con cautela.

 

DISCUSIÓN Y CONCLUSIÓN

La medición de la DE ha sido de gran utilidad en investigación aplicada debido a su relación con diversas conductas disfuncionales. La DERS de Gratz y Roemer11 es un instrumento diseñado para medir este constructo, el cual ha mostrado buenas características psicométricas replicadas en diversos estudios tanto por las mismas autoras como por investigadores de diversos países con las traducciones correspondientes.19–23

El objetivo de esta investigación fue el análisis de las propiedades psicométricas de la DERS–E, traducida y adaptada para estudiantes adolescentes mexicanos; los resultados obtenidos permiten arribar a las siguientes conclusiones:

1. Un análisis factorial exploratorio mostró que los datos se ajustaron psicométrica y conceptualmente a una estructura de cuatro factores y 24 reactivos, que mostraron un buen nivel de ajuste con un AFC; los factores de la DERS–E fueron: i. No aceptación de respuestas emocionales, ii. dificultades para dirigir el comportamiento hacia Metas, iii. falta de Conciencia emocional y iv. falta de Claridad emocional.

2. La consistencia interna de la escala completa y de cada subescala fue adecuada.

3. El análisis de validez por medio de grupos contrastados indicó una adecuada capacidad de discriminación por parte de la escala total, de las cuatro subescalas y de cada uno de los 24 reactivos. También se obtuvieron correlaciones altas entre la DERS–E y las medidas concurrentes de depresión, impulsividad y autolesiones (p<0.05), con lo cual se confirmó su validez concurrente.

4. Las mujeres de la muestra presentaron puntuaciones significativamente más altas en la DERS–E, tanto en la escala completa como en las subescalas No aceptación y Claridad (cuadro 4). Estos hallazgos deben considerarse con cautela debido a las puntuaciones bajas obtenidas por ambos sexos, congruente con el hecho de pertenecer a población no clínica.

Respecto a diferencias por sexo, Weinberg y Klonsky19 obtuvieron resultados similares, pero concluyeron que, dado que el empleo de determinadas estrategias de regulación emocional en uno u otro sexo depende de muchas variables (desarrollo, biológicas, sociales, género, etc.), es necesaria una investigación adicional antes de arribar a conclusiones respecto a la población adolescente.

En conclusión, la DERS–E traducida, adaptada y validada para estudiantes adolescentes mexicanos no replicó la estructura factorial de la escala original, pero sí presentó una estructura similar, multidimensional, con cuatro factores corroborados con un AFC. Estos resultados pueden deberse a la diferencia de edad: por ejemplo, la DERS original fue construida para adultos, y las adaptaciones para adolescentes tomaron rangos de edad diferentes (13 a 17 años y 11 a 17 años, respectivamente);19,23 así como a las diferencias culturales, por ejemplo, no hay adaptaciones anteriores para poblaciones latinoamericanas.

La DERS–E obtenida se compone de 24 reactivos. Posee buenas características psicométricas, tanto de consistencia interna como de validez concurrente, por lo que se propone como un instrumento útil para la práctica clínica y la investigación en torno a la DE en adolescentes mexicanos. No obstante, se requieren estudios adicionales tanto en población clínica como de adultos no incluidas en el presente estudio.

 

REFERENCIAS

1. Thompson R. Emotion regulation: A theme in search of definition. En: Fox NA (ed). The development of emotion regulation: Biological and behavioral considerations. Monogr Soc Res Child Dev 1994;59:25–52.         [ Links ]

2. Gratz K, Roemer L. The role of emotion dysregulation in deliberate self–harm among female undergraduates. Cognitive Behavior Therapy 2008;37:14–25.         [ Links ]

3. Gratz K, Rosenthal M, Tull M, Lejuez C et al. An experimental investigation of emotion dysregulation in borderline personality disorder. J Abnorm Psychol 2006;11:850–855.         [ Links ]

4. Linehan M. Skills training manual for borderline personality disorder. New York: The Guilford Press; 1993.         [ Links ]

5. Fox H, Hong K, Sinha R. Difficulties in emotion regulation and impulse control in recently abstinent alcoholics compared with social drinkers. Addict Behav 2008;33:388–394.         [ Links ]

6. Fox H, Axelrod S, Paliwal P, Sleeper J et al. Difficulties in emotion regulation and impulse control during cocaine abstinence. Drug Alcohol Depend 2007;89:298–301.         [ Links ]

7. Roemer L, Lee J, Pedneault K, Erisman S et al. Mindfulness and emotion regulation difficulties in generalized anxiety disorder: Preliminary evidence for independent and overlapping contributions. Behavior Therapy 2009;40:142–154.         [ Links ]

8. Tull M, Roemer L. Emotion regulation difficulties associated with the experience of uncued panic attacks: Evidence of experiential avoidance, emotional nonacceptance, and decreased emotional clarity. Behavior Therapy 2007;38:378–391.         [ Links ]

9. Tull M, Barrett H, McMillan E, Roemer L. A preliminary investigation of the relationship between emotion regulation difficulties and post–traumatic stress symptoms. Behavior Therapy 2007;38:303–313.         [ Links ]

10. Cloitre M, Cohen L, Koenen K. Treating survivors of childhood abuse; Psychotherapy for the interrupted Life. New York: The Guilford Press; 2006.         [ Links ]

11. Gratz K, Roemer L. Multidimensional assessment of emotion regulation and dysregulation: Development, factor structure and initial validation of the difficulties in emotion regulation scale. J Psychopathology Behavioral Assessment 2004;26:41–54.         [ Links ]

12. Cole P, Michel M, Teti L. The development of emotion regulation and dysregulation: A clinical perspective. En: Fox NA (ed.). The development of emotion regulation: Biological and behavioral considerations. Monogr Soc Res Child Dev 1994;59:73–100.         [ Links ]

13. Gratz K, Tull M. The relationship between emotion dysregulation and deliberate self–harm among inpatient substance users. Cognitive Therapy Research 2009;34:544–553.         [ Links ]

14. Gratz K, Paulson A, Jakupcak M, Tull M. Exploring the relationship between childhood maltreatment and intimate partner abuse: Gender differences in the mediating role of emotion dysregulation. Violence Vict 2009;24:68–82.         [ Links ]

15. Gratz K, Gunderson J. Preliminary data on an acceptance–based emotion regulation group intervention for deliberate self–harm among women with borderline personality disorder. Behavior Therapy 2006;37:25–35.         [ Links ]

16. Schelble J, Franks B, Miller D. Emotion dysregulation and Academic Resilience in Maltreated Children. Child Youth Care Forum 2010;39:289–303.         [ Links ]

17. McLaughlin K, Hatzenbuehler M, Hilt L. Emotion dysregulation as a mechanism linking peer victimization to internalizing symptoms in adolescents. J Consul Clin Psychol 2009;77:894–904.         [ Links ]

18. Garnefski N, Baan N, Kraaij V. Psychological distress and cognitive emotion regulation strategies among farmers who fell victim to the foot–and–mouth crisis. Personality Individual Differences 2005;38:1317–1327.         [ Links ]

19. Weinberg A, Klonsky D. Measurement of emotion dysregulation in adolescents. Psychological Assessment 2009;21:616–621.         [ Links ]

20. Sighinolfi C, Norcini A, Rocco L. Difficulties in emotion regulation scale (DERS): the Italian translation and adaptation. Psicoterapia Cognitiva Comportamentale 2010;16:141–170.         [ Links ]

21. Ruganci R, Gencóz T. Psychometric properties of a Turkish version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale. J Clin Psychol 2010;66:442–455.         [ Links ]

22. Coutinho J, Ribeiro E, Ferreirinha R, Dias P. The Portuguese version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale and its relationship with psychopathological symptoms. Rev Psiq Clin 2009;37:145–151.         [ Links ]

23. Newman A, van Lier P, Gratz K, Koot H. Multidimensional Assessment of Emotion Regulation Difficulties in Adolescents using the Difficulties in Emotion Regulation Scale 2010. Assessment 2010;17:138–149.         [ Links ]

24. Brody L, Hall J. Gender and emotion. En: Brody L, Hall J, Lewis M, Haviland J (eds). Handbook of emotion. New York: Guilford Press; 1993; pp.447–460.         [ Links ]

25. Else–Quest N, Hyde J, Goldsmith H, Van Hulle C. Gender differences in temperament: A meta–analysis. Psychol Bull 2006;132(1):33–72.         [ Links ]

26. Hampel P, Petermann F. Peceived stress, coping and adjustment in adolescents. J Adolesc Health 2006;38(4):409–415.         [ Links ]

27. Beck A, Steer R, Garbin M. Psychometric properties of the Beck Depression Inventory: twenty–five years later. Clin Psychol Rev 1988;8:77–100.         [ Links ]

28. Jurado S, Villegas M, Méndez L, Rodríguez F et al. La estandarización del Inventario de Depresión de Beck para los residentes de la Ciudad de México. Salud Mental 1998;21:26–31.         [ Links ]

29. Plutchik R, van Pragg H. The measurement of suicidality, aggressivity and impulsivity. Prog Neuro–Psychopharmacol Biol Psychiat 1989;13:23–34.         [ Links ]

30. Páez F, Jiménez A, López A, Raull J et al. Estudio de validez de la traducción al castellano de la Escala de Impulsividad de Plutchik. Salud Mental (supl octubre) 1996:10–12.         [ Links ]

31. Kline R. Principles and practice of structural equation modeling. New York: The Guilford Press; 1998.         [ Links ]