Introducción

La clasificación oficial de los trastornos de la personalidad (TP) en la última edición del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales (DSM-5; American Psychiatric Associaton [APA], 2013) sigue siendo categorial. Sin embargo, ya en la introducción al capítulo respectivo, la APA sostiene que “una alternativa al enfoque categorial es la perspectiva dimensional que considera los trastornos de la personalidad como variaciones desadaptativas de los rasgos de la personalidad, que se mezclan imperceptiblemente con la normalidad y entre ellos” (p. 646). En ese sentido, el Manual presenta un modelo dimensional alternativo en base a cinco grandes rasgos: Afectividad Negativa, Desapego, Desinhibición, Antagonismo y Psicoticismo. Dentro de este modelo se denominan dominios a los cinco rasgos generales, y facetas a los 25 rasgos más específicos, incluidos dentro de los rasgos generales. Las facetas, elegidas por su importancia clínica, suelen aparecer juntas, como parte componente de los rasgos específicos (por ejemplo, las facetas de Anhedonia y Retiro, incluidas en el dominio de Desapego) (APA, 2013).

Inconvenientes con el modelo dimensional alternativo para los TP del DSM-5

Según la APA (2013), los cinco rasgos del modelo alternativo para los TP “son variantes desadaptativas de los cinco dominios del modelo de personalidad, ampliamente validado y replicado, conocido como los Cinco Grandes” (p. 773). Sin embargo, esto no resulta exactamente así. Para aclarar esta situación se debe hacer referencia tanto al modelo de personalidad de los Cinco Grandes Factores [MCF] (Sánchez y Ledesma, 2007) como a su vertiente psicopatológica (Widiger y Costa, 2013). Para el MCF, los rasgos son dimensiones bipolares (por ejemplo, Introversión-Extraversión); la vertiente psicopatológica del modelo agrega que los valores muy extremos (por muy introvertido o por muy extrovertido) supondrían patología. Así, alguien podría ser introvertido (o extravertido) como un rasgo normal de personalidad, o presentar una patología si el rasgo es demasiado extremo. De esta manera, el MCF, tanto en su vertiente adaptativa como patológica, consta de cinco factores y diez polos.

Contrariamente, el modelo de la APA (2013) opone los dominios patológicos al polo opuesto de la personalidad normal, por ejemplo, Desapego a Extraversión. Esto no es congruente con el MCF, ya que el Desapego sería la variante desadaptativa, extrema, de la Introversión. Pero esta no es la única inconsistencia de la propuesta de la APA, ya que para el MCF podría existir patología en los extremos de ambos polos de cada factor. Así, existiría no solo una variante patológica de la Introversión extrema, el Desapego, sino también de la Extraversión extrema (ausente en el modelo del DSM-5, al igual que los extremos desadaptativos de los polos de Responsabilidad, Amabilidad y Estabilidad emocional). Más complejo es el caso del Psicoticismo, ya que el DSM-5 sostiene que su opuesto adaptativo es la lucidez, y no la Apertura a la Experiencia como correspondería al MCF, por lo que ninguno de los polos de este último factor aparece representado en la propuesta. En resumen, el MCF sostiene la existencia de cinco rasgos bipolares de personalidad (y por lo tanto, de diez polos), que en sus valores extremos se tornan desadaptativos. Por su parte, la propuesta de la APA consta solo de cuatro de los polos, variantes desadaptativas, del MCF y de un polo de Psicoticismo, ausente en el MCF. Por tanto, el modelo dimensional alternativo del DSM-5 no es una versión desadaptativa del MCF ni tampoco un modelo de dimensiones de rasgos (ya que los rasgos, dentro de la tradición dimensional, implican patología en sus dos extremos), sino un modelo de polos desadaptativos. Pese a ello, pueden rescatarse los lazos de familia con el MCF y con el tiempo, posiblemente, ambas propuestas tiendan a converger. Quizá por este motivo, la propuesta diagnóstica oficial ha sido seguida por una amplia parte de la comunidad científica mundial, aun desde miradas críticas. Según Trull y Widiger (2013), su principal mérito radica en dejar planteado un marco para un entendimiento dimensional de los TP, pero sin constituir un auténtico sistema dimensional, al menos desde el sentido dado por la Psicología de los rasgos. En ese sentido, estos autores sostienen que el DSM debería reconocer la bipolaridad de la estructura de la personalidad.

El Inventario de Personalidad para el DSM-5

Existe un instrumento para evaluar el modelo, el Inventario de Personalidad para el DSM-5 (Personality Inventory for DSM-5, PID-5; Krueger, Derringer, Markon, Watson y Skodol, 2012). El instrumento cuenta con dos versiones, la completa (220 ítems) y la breve (25 ítems). El PID-5 ha demostrado propiedades psicométricas adecuadas. Desde su aparición, el PID-5 ha sido ampliamente utilizado en trabajos que examinan diferentes aspectos de sus propiedades psicométricas (véase la reseña de Al-Dajani, Gralnick y Bagby, 2016). Se han publicado diversos estudios sobre su validez y confiabilidad (Krueger y Markon, 2014), incluyendo la replicación de su estructura de cinco factores (e. g., Wright, Thomas, Hopwood, Markus, Pincus y Krueger, 2012) y trabajos sobre la validez concurrente con medidas del MCF (Suzuki, Samuel, Pahlen y Krueger, 2015; Thomas, Yalch, Krueger, Wright, Markon y Hopwood, 2013). De modo similar, existen desarrollos en varios países, incluso en contextos afines como España (Gutiérrez et al., 2015) o Brasil (Lugo et al., 2019).

El perfeccionismo rígido, otro aspecto problemático

El modelo dimensional del DSM-5 opone sus polos patológicos a los polos contrarios de la dimensión correspondiente del MCF (por ejemplo, Desapego a Extraversión). En rigor, los polos patológicos serían variaciones extremas del polo contrario (por ejemplo, Desapego sería la variante desadaptativa, más extrema, de la Introversión). Entonces, si bien la Desinhibición es considerada por el Manual como lo opuesto a la Responsabilidad, en realidad, se trataría de un extremo patológico de la Negligencia (el polo opuesto de dicho factor en el MCF). Como el polo de la excesiva Responsabilidad no está representado en el modelo (como se vio anteriormente), la faceta de Perfeccionismo rígido no tiene un lugar dentro de los dominios del modelo, y queda definida por su ausencia en el dominio de Desinhibición. Sin embargo, la falta de perfeccionismo rígido no necesariamente indica patología, al igual que la baja Responsabilidad, dado que alguien puede no ser perfeccionista, pero tampoco caer en el extremo opuesto de la desinhibición; esto puede verse reflejado al observar los ítems respectivos del PID. A título de ejemplo, puede citarse el ítem 196 (“Me molesta bastante que las cosas estén fuera de su lugar”). Y aunque en el DSM-5 se menciona que “La falta de esta faceta caracteriza los bajos niveles de Desinhibición” (p. 780), esto no resultaría correcto, ya que no molestarse si las cosas están fuera de su lugar, no constituye patología (del resto de los ítems de la faceta puede hacerse similar análisis). El Perfeccionismo rígido pertenecería al polo de la Responsabilidad excesiva, que, como se dijo, no está representada en el modelo, al igual que los polos de Extraversión, Estabilidad emocional y Amabilidad (el modelo no contempla la Apertura a la experiencia, tal como se mencionó).

Los planteos en contra de esta faceta exceden los mencionados en este trabajo. Ayearst, Flett y Hewitt (2012) sostienen que este concepto es una dimensión importante dentro de los TP, expresando su descontento por el limitado y sesgado papel que se le otorga dentro del DSM-5. En la misma línea, Robinson, Stasik-O'Brien y Calamia (2020) sostienen que el perfeccionismo presenta una estructura de cinco dimensiones (esfuerzo por el logro, preocupaciones evaluativas, expectativas de los demás, perfeccionismo narcisista y organización) y que todas ellas pueden relacionarse con patología, por lo que recomiendan el uso de una perspectiva multidimensional para la cabal comprensión del concepto. Por su parte, Hemmati, Weiss, Mirani y Miller (2020) dan cuenta de estudios que sostienen que el perfeccionismo debe expandirse y no quedar limitado a un mero rasgo de segundo orden dentro del modelo, y que su influencia debe alcanzar a otros TP, además del obsesivo compulsivo, tal como sostiene el modelo alternativo del DSM-5. De manera similar, Bach et al. (2020) consideran al perfeccionismo como parte del dominio Anancástico (incluido en el modelo dimensional para los trastornos de la personalidad de la próxima CIE-11), junto a las facetas de Orden y Rigidez. Kerber et al. (2022) también consideran este dominio en su propuesta.

En resumen, el perfeccionismo rígido no se incluye como tal (y sí su ausencia) en ninguno de los dominios del modelo del DSM-5, y la comunidad científica, en general, cuestiona el tratamiento dado a esta faceta dentro del modelo alternativo de la APA (2013).

Finalmente, cabe señalar que la propuesta dimensional presente en el DSM-5 es híbrida, en el sentido de que ciertas combinaciones de facetas pueden interpretarse como alguno de los tradicionales TP categoriales. Extrañamente, la presencia de Perfeccionismo rígido (no su ausencia) solo es mencionada como requisito para el Trastorno Obsesivo Compulsivo de la personalidad, haciéndose patente lo deficitario del modelo, ya que la responsabilidad excesiva no forma parte del mismo. Entonces, definido de acuerdo al modelo de la APA, el perfeccionismo rígido no formaría parte del polo de la Desinhibición (aun en ausencia). En cambio, su presencia sería característica de un ausente polo de Responsabilidad excesiva, agregando más confusión en lo que respecta a la ubicación y alcance de este rasgo.

Versión reducida alternativa del PID-5

Como se dijo, existen dos versiones del PID-5, una breve y otra extensa. Sin embargo, ambas presentan algunas dificultades para su implementación. Por un lado, la versión breve es muy corta, ya que consta de solo 25 ítems, cinco por factor, y solo evalúa los dominios del modelo y no sus facetas. Por tanto, no todas las facetas del modelo quedan representadas en el instrumento, mientras que otras están representadas por dos ítems. Por ejemplo, Afectividad Negativa cuenta con ocho facetas (por lo que tres de ellas no están representadas en la versión), mientras que Psicoticismo cuenta con tres (y dos de ellas están representadas por dos ítems). Por otro lado, la versión completa es muy larga, dado que 220 ítems resultan demasiados si el objetivo es incluir al instrumento en una batería diagnóstica, ya sea con propósitos clínicos o de investigación. Al ser utilizado el Inventario junto a otros instrumentos, puede dar lugar a la fatiga de los participantes y el costo de su implementación quizá resulte exagerado en función de sus beneficios.

El inconveniente de la excesiva extensión de la versión completa del PID-5 ya ha sido advertido por Maples et al. (2015), quienes encontraron que los resultados de una versión de 100 ítems del instrumento eran prácticamente idénticos a los de la versión completa, en diferentes muestras de población general y de estudiantes universitarios. Los autores observaron que en la versión original de 220 ítems (Krueger et al., 2012), la faceta de Sumisión constaba solo de cuatro ítems, por lo que consideraron que a partir de esa cantidad se podría tener una medición eficiente de las facetas. Entonces, resulta posible obtener un perfil (de los dominios y de sus facetas componentes) con una versión reducida del instrumento, que proporcione una adecuada cobertura del contenido de los rasgos junto con una máxima precisión en su medida.

Thimm, Jordan y Bach (2017) comprobaron la confiabilidad y validez de la versión reducida de Maples et al. (2015) en dos muestras de estudiantes universitarios noruegos. Más recientemente, Koster et al. (2020) utilizaron esa versión en cuatro muestras de adolescentes y jóvenes, dos clínicas y dos de población general. Los resultados mostraron propiedades psicométricas similares entre esta versión y la original en todas las muestras. Hyatt et al. (2021) la utilizaron en una muestra de mujeres afroamericanas con altas tasas de exposición al trauma. Los resultados mostraron propiedades psicométricas aceptables y la esperada estructura factorial de cinco factores, si bien altamente relacionados. Por su parte, Díaz-Batanero, Ramírez-López, Domínguez-Salas, Fernández-Calderón y Lozano (2019) administraron en la provincia de Huelva una versión en castellano a 282 pacientes con diagnóstico dual, obteniendo resultados psicométricos satisfactorios, tanto en lo que hace a la confiabilidad del instrumento (consistencia interna) como al análisis factorial confirmatorio. Con respecto a este último, los resultados se ajustan tanto a un modelo de cinco factores correlacionados (tal como la estructura del modelo de la APA) como a una estructura jerárquica de los rasgos de la personalidad (internalización, externalización y psicoticismo). Finalmente, Bach, Maples-Keller, Bo y Simonsen (2016) compararon las versiones de 25, 100 y 220 ítems del instrumento concluyendo que las tres cuentan con evidencias de validez y confiabilidad para evaluar los rasgos del modelo de la APA (2013) en población europea, señalando que solo las dos últimas permiten contar con información del funcionamiento de las facetas.

Los trabajos mencionados en el párrafo anterior muestran la posibilidad de contar con una versión reducida del PID-5, válida y confiable, que permita evaluar los dominios y las facetas del modelo, sin la necesidad de utilizar 220 ítems para ello.

El PID-5 en Argentina

En Argentina, se ha desarrollado una versión de la forma breve del instrumento (que evalúa solo los dominios del modelo; Sánchez, Montes y Somerstein, 2020), que consta de 31 ítems y en la que están representadas todas las facetas del modelo, excepto la ausencia de Perfeccionismo rígido que, como se dijo, no sería parte de la Desinhibición y tampoco del modelo. La versión original breve de 25 ítems (PID-5-BF; Krueger et al., 2012), solo consta de cinco ítems por dominio, lo que afecta la validez de constructo ya que no todas las facetas están cubiertas, tal como se mencionó anteriormente. En esta versión se observa, además, la incorrecta ubicación de un ítem (el 4) de Depresividad en el dominio de Desapego, en lugar de Afectividad negativa como correspondería. Esto afectaría aún más la validez del instrumento. Otras consideraciones se encuentran en el trabajo de Sánchez et al. (2020).

Esta versión mostró tener propiedades psicométricas satisfactorias. Se replicó la estructura de cinco dominios, con niveles adecuados de consistencia interna e ítems con buenos índices de discriminación. Además, se encontraron relaciones significativas con los cuatro factores correspondientes del modelo de los “cinco grandes”, evaluados con el Listado de Adjetivos para Evaluar Personalidad (AEP; Ledesma, Sánchez y Díaz Lázaro, 2011). Para esta versión, se modificó el formato de las opciones de respuesta, en función de características del contexto. Consultas realizadas a expertos del área apoyaron estas decisiones (véase Sánchez et al., 2020).

Justificación y propósito del estudio

Ya sea a partir del modelo dimensional alternativo de la APA (2013) para los TP como de la propuesta dimensional para toda la psicopatología, la Taxonomía Jerárquica de la Psicopatología (Sánchez y Montes, 2019), los acercamientos de tipo dimensional van ganando espacio en su intento por reemplazar al desgastado sistema categorial (Sánchez, 2019). Así, resulta pertinente profundizar las investigaciones referidas al tema en el contexto argentino para aportar a este cambio de paradigma en el campo de la psicopatología, y para ello, resulta necesario contar con versiones adaptadas del PID-5. Como se dijo, se ha proporcionado evidencia preliminar de validez y confiabilidad para una versión breve del PID-5 en Argentina (Sánchez et al., 2020), que solo permite evaluar al nivel de los dominios del modelo, pero no de sus facetas. Así, es útil para tareas de despistaje o para cuando no se dispone de mayor tiempo, pero no permite una evaluación detallada de los componentes de cada dominio. Por lo tanto, queda sin resolver la cuestión de contar con una versión lo suficientemente extensa que cubra las diferentes facetas del modelo, pero con una longitud tal que permita ser incluida en una batería diagnóstica. A partir de este trabajo se espera contar con un instrumento para implementar en ámbitos de investigación y clínicos, y que brinde mayor información, de acuerdo a los lineamientos del modelo de la APA (2013). Asimismo, redundaría en un aporte para la región, dada la escasez de estudios psicométricos en estas culturas o en hispanoparlantes.

Dado que la literatura reporta diferencias de género en los TP, en particular al ser evaluados de acuerdo al MCF (Lynam y Widiger, 2007), se compararán los resultados con respecto a esta variable. En un trabajo previo (Sánchez et al., 2020) los varones obtuvieron puntajes significativamente superiores en Antagonismo, Psicoticismo y Desapego, si bien el tamaño del efecto fue débil. Complementariamente, y considerando que los rasgos de personalidad cambian hasta la adultez temprana (Soto, John, Gosling y Potter, 2011), como resultado de procesos de maduración intrínsecos e independientes de las influencias ambientales (McCrae et al., 2000), también se evaluarán las diferencias de edad. Anteriormente, se observaron diferencias significativas en todos los dominios, salvo Desapego, con mayores puntuaciones para los jóvenes (de hasta 30 años), aunque el tamaño del efecto fue débil (Sánchez et al., 2020).

En resumen, el trabajo que se presenta tiene como primer objetivo estudiar las propiedades psicométricas de una versión reducida y modificada del PID-5 en la Argentina, que permita evaluar los dominios y las facetas del modelo. El segundo objetivo es analizar la relación entre los rasgos de personalidad patológica del modelo de la APA (2013), evaluados con el PID-5, y los rasgos equivalentes de personalidad normal del MCF, evaluados por el AEP (Ledesma et al., 2011). Finalmente, se estudia si existen diferencias de género y edad en los diferentes rasgos de personalidad patológica. Se espera proporcionar evidencias de validez y confiabilidad para esta versión.

Método

Participantes

Se trabajó con una muestra de tipo no probabilística de 525 participantes de población general, con edades comprendidas entre los 18 y los 85 años (M = 40.1, DS = 14.2). El 70.3 % fueron mujeres (369) y el 29.7 % fueron varones. El 79.2 % (416) eran residentes de General Pueyrredón (Provincia de Buenos Aires, Argentina) y el 20.7 % (109), de otros lugares. En cuanto al nivel educativo, el 88 % había cursado estudios terciarios o universitarios y el 11.8 %, estudios secundarios. El 19.0 % se encontraba realizando tratamiento psicológico en el momento de la toma de datos, el 2.1 % tratamiento psiquiátrico, el 2.7 % ambos tipos de tratamiento, y el 76.2 % no realizaba ningún tipo de tratamiento.

Instrumentos

Inventario de Personalidad para el DSM-5 (PID-5)

Para la adaptación de una versión local extensa del instrumento se tomaron, en primera instancia, los 31 ítems de la versión breve, previamente validada (Sánchez et al., 2020). Posteriormente, se revisaron los reactivos de la versión de 100 ítems del instrumento de Maples et al. (2015), y luego el resto de los 220 ítems de la versión original (Krueger et al., 2012). Así, quedaron seleccionados 115 ítems de la versión original, 73 de los cuales pertenecen además a la versión de Maples et al. (2015). Se elaboraron 18 ítems nuevos, y quedó así una primera versión de 133 ítems, que fue puesta a prueba. Se recurrió a un proceso de doble traducción inglés-español, con la colaboración de un hablante nativo del idioma inglés, cuidando de utilizar expresiones propias de la cultura local. Con el mismo objetivo de adaptar el instrumento a la idiosincrasia de la cultura local, se realizaron modificaciones menores a seis ítems del original (e. g., el ítem 134, “No dudo en hacer trampa si eso me hace salir adelante” se modificó por “Creo que en ocasiones se justifica hacer trampa para lograr lo que uno quiere”, de menor deseabilidad social). El criterio para la elaboración de ítems propios en reemplazo de los originales, fue evitar redundancias, intentando cubrir más aspectos del concepto que evalúan. Por ejemplo, la faceta de Sumisión está representada por cuatro ítems en la versión original del instrumento. Todos los reactivos refieren a que la persona hace lo que los demás le dicen (63) o quieren (9 y 202) o piensan (15). Para una mayor validez de contenido se optó por tomar dos de esos ítems (63 y 202) y construir otros dos, contemplando otros aspectos de la sumisión (“Intento complacer a los demás, incluso cuando no estoy de acuerdo” y “Antes de hacer algo, suelo pensar si los demás lo aprobarán”). En base al mismo criterio de aumentar la validez de contenido, en el caso de Ansiedad, se utilizó el ítem 110 (“Me preocupo por casi todo”) del instrumento original, eludiendo otros que indagan sobre lo mismo (e. g., el 96, “Rara vez me preocupo por algo”, o el 109, “Siempre estoy preocupándome por algo”). En su reemplazo, se agregó un ítem (“Soy de sobresaltarme o asustarme fácilmente”) que cubre otro aspecto de la ansiedad no abarcado por el instrumento (sentimientos intensos de nerviosismo, tensión o pánico como reacción a situaciones diversas) (APA, 2013). Por otro lado, al ítem 42 (“En ocasiones, la gente me ha hablado de cosas que hice pero que no recuerdo en absoluto”) se le agregó la sentencia “pese a no haber consumido ninguna sustancia extraña”, para asegurar que mida lo que debe medir (Desregulación cognitiva y perceptual) y no otro fenómeno (que se explique mejor por el efecto de alguna sustancia). Por último, se incluyeron nuevos ítems para evaluar aspectos no cubiertos por la versión original, tales como ideación suicida, asunción de riesgo, vergüenza, celos y envidia. Los reactivos fueron enviados a 12 jueces expertos del área clínica, psicopatológica o metodológica, para que evaluaran la claridad en la redacción y la pertinencia teórica. A partir de sus observaciones se realizaron modificaciones menores en los reactivos. En el Anexo 1, se incluye el listado de los 108 ítems definitivos (con sus medias, desvíos, asimetría, curtosis e índice de discriminación) y en los Anexos 3 y 4 se muestra un resumen de ítems por faceta, tanto los puestos a prueba como los definitivos.

Listado de Adjetivos para Evaluar Personalidad (AEP)

Mediante 67 adjetivos descriptores de rasgos, el AEP brinda una buena medida de los rasgos del MCF. El instrumento posee buenas propiedades psicométricas de validez y de fiabilidad, y se dispone de normas diferenciadas por género y por edad en base a una amplia muestra de participantes (Sánchez y Ledesma, 2013). Los trabajos relacionados con la construcción del listado y de las normas mostraron coeficientes de consistencia interna elevados (alfa de Cronbach: .74 a .85) y el análisis factorial del trabajo original (Ledesma et al., 2011) mostró una solución de cinco factores consistente con el modelo. Los coeficientes alfa de Cronbach en la muestra actual resultaron igualmente satisfactorios (Amabilidad: .85; Responsabilidad: .85; Extraversión: .85; Neuroticismo: .84; Apertura a la Experiencia: .73), de manera similar a lo encontrado en el trabajo anterior (Sánchez et al., 2020).

Cuestionario de datos sociodemográficos

Se indagó a los participantes acerca de género, edad, residencia, nivel de estudios alcanzados y tratamientos psicológicos y/o psiquiátricos al momento de la administración.

Procedimiento

En primer lugar, se realizó una prueba piloto (n = 11) con cinco mujeres y seis varones de entre 19 y 60 años de edad, para asegurar la comprensibilidad de los ítems. Luego de la lectura de los cuestionarios, los sujetos reportaron cuestiones menores que fueron solucionadas antes de administrarlos a la muestra de participantes, quienes fueron contactados por correo electrónico, durante un período de tres semanas (del 19 de julio al 10 agosto de 2020), siguiendo un procedimiento de muestreo no probabilístico (bola de nieve). Los datos fueron recolectados mediante una página web diseñada a tal efecto. Una revisión de la literatura (8Eiroá Orosa, Fernández Pinto y Pérez, 200) da cuenta de que la toma de datos por internet presenta grandes ventajas para la investigación psicológica. Los instrumentos fueron autoadministrados, la plataforma iba guiando al participante para responder a los reactivos y no permitía datos faltantes. Antes del protocolo de respuesta se agregó un consentimiento informado, en el que se garantizó el anonimato y la no individualización de las respuestas, y se informó acerca de la inserción institucional del proyecto, las características y el propósito de la investigación, la utilización de los datos obtenidos, y también acerca de la posibilidad del participante de abandonar la carga de datos en cualquier momento, sin brindar ningún tipo de información (en el marco de la Ley 25.326 de Protección de los Datos Personales). En síntesis, en todo el proceso de la investigación se cumplió con los estándares para los procesos de construcción de tests establecidos por la ITC (2017), las recomendaciones para la investigación con seres humanos establecidas en la Declaración de Helsinki (Asociación Médica Mundial [WMA], 2017) y los Códigos de Ética de la Federación de Psicólogos de la República Argentina (Fe.P.R.A, 2013) y de la American Psychological Association (2017).

Análisis de datos

En un primer paso, se calcularon estadísticos descriptivos y distribuciones para cada ítem (Anexo 1). Luego, se realizaron los siguientes análisis de datos: (1) Análisis Factorial Exploratorio (AFE) para evaluar la estructura interna de la nueva versión del PID-5 (Matriz de correlaciones policóricas; Método de Extracción: Unweighted Least Squares, Análisis Paralelo para determinar cantidad de factores). Dado que se espera cierta correlación teórica entre los factores, se utilizó una rotación oblicua (Rotación Promin; Lorenzo-Seva, 2013). El AFE se efectuó tanto al nivel de los ítems como de las facetas, de acuerdo al procedimiento utilizado en el estudio original del instrumento (Krueger et al., 2012) y en adaptaciones subsiguientes (e. g., Bach et al., 2016; Gutiérrez et al., 2015; Labancz, Balász y Szabó, 2020; Pires, Sousa Ferreira, Gonçalves, Henriques-Calado y Paulino, 2018; Wright, et al., 2012). (2) Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), para testear la adecuación de la estructura de cinco factores. El AFC se aplicó sobre los puntajes de las 25 facetas, siguiendo los procedimientos de estudios previos (e. g., Gutiérrez et al., 2015; Krueger et al., 2012; Labancz et al., 2020; Pires et al., 2018; Wright et al., 2012). Se utilizó el método de estimación DWLS (Diagonally Weighted Least Squares), un método robusto frente a la violación del supuesto de normalidad. El ajuste del modelo fue interpretado a partir de los siguientes índices: χ2 (debe ser lo más bajo posible y no significativo -adecuado: p > .05-); Satorra-Bentler χ2 (S-B; Satorra y Bentler, 1990), indicador más robusto que el χ2 , ya que tiene en cuenta la desviación de la multinormalidad en las variables; GFI (goodness-of-fitindex; adecuado: p > .90); AGFI (adjusted goodness-of-fitindex; adecuado: p > .90); RMSEA (root-mean-square error of approximation; adecuado: p < .08); SRMR (standardized root mean square residual; adecuado: p < .08); CFI (comparative fitindex; adecuado: p > .90); IFI (incremental fitindex; adecuado: p > .90);NFI (normed fitindex; adecuado: p > .90); NNFI (non normed fitindex; adecuado: p > .90) y PGFI (Parsimony Goodness of Fit Index; adecuado: p > .90). (3) Análisis de fiabilidad (alfa de Cronbach) para evaluar la consistencia interna de las diferentes facetas y dominios. (4) Análisis de ítems para analizar su poder de discriminación. (5) Análisis multivariado de la varianza (MANOVA) para analizar si existen diferencias significativas en los puntajes del PID-5 de acuerdo al género y la edad. Para los análisis se definieron dos grupos de edad, de acuerdo a la literatura del área (McCrae et al., 2000;Sánchez y Ledesma, 2013): jóvenes (hasta 30 años) y adultos (mayores de 30 años). (6) Análisis de correlación bivariada entre los puntajes del PID-5 y el AEP, para estimar la validez convergente del PID-5.

Se utilizó el programa Factor (Lorenzo-Seva y Ferrando, 2006, 2013) para el Análisis Factorial Exploratorio, el LISREL 8.80 for Windows (Jöreskog y Sörbom, 2006) para el AFC y el programa SPSS para el resto de los análisis.

Resultados

Estadísticos descriptivos y distribuciones

En la Tabla 1, se muestran las medias, las desviaciones estándar, los valores de asimetría y de curtosis de las 25 facetas y los cinco dominios del PID-5 (ver Anexo 1 para los mismos valores correspondientes a los 108 ítems). Se observa­ron distribuciones asimétricas tanto positivas co­mo negativas con valores diversos de curtosis, tanto para los ítems como para las facetas. El coeficiente de Mardia (1970) presentó índices de asimetría y curtosis significa­tivas (p < .001), lo cual permite rechazar la hipótesis nula de distribución normal multivariante.

Análisis Factorial Exploratorio

Para examinar la estructura factorial del instrumento, se realizó una serie de AFEs; en primer término, sobre los 133 ítems de la versión original (Método de Extracción: Unweighted Least Squares, Rotación: Promin, Análisis Paralelo para determinar cantidad de factores). Se descartaron 25 ítems porque mostraron cargas factoriales e índices de discriminación menores a .30. También se eliminaron reactivos con contenido muy similar, siempre cuidando que las facetas tuvieran un número parejo de ítems (entre 4 y 6) y que los ítems conservados fueran lo suficientemente representativos de la faceta. De esta forma, se obtuvo una versión final de 108 elementos. La matriz de correlaciones fue factorizable (Determinante < .000001; Prueba de esfericidad de Barlett = 5608 (5778), p < .01; KMO = .93). El AFE sobre los 108 ítems sugirió la existencia de cinco factores que excedieron el criterio de Análisis Paralelo (AP) y que explicaron el 42.67 % de la varianza total (GFI = .96; RMSR = .056) (ver Anexo 2 para las cargas factoriales, la matriz de estructura de los 108 ítems y la varianza explicada por factor).

Posteriormente se aplicó un AFE sobre los puntajes de las facetas, siguiendo el procedimiento del estudio original (Krueger et al., 2012) y posteriores (Gutiérrez et al., 2015; Labancz et al., 2020; Maples et al., 2015; Pires et al., 2018; Wright et al., 2012). La matriz de correlaciones fue factorizable (Determinante < .000001; Prueba de esfericidad de Barlett = 5927,2 (300), p < .01; KMO = .89). El AFE (Método de Extracción de factores: Unweighted Least Squares, rotación Promin) sugirió la existencia de cinco factores que exceden el criterio de Análisis Paralelo (AP) y que explicaron el 61.5 % de la varianza total (GFI = .99; RMSR = .036). Las cargas factoriales se muestran en la Tabla 2. El primer factor explicó el 32.94 % de la varianza y agrupó las cinco facetas que corresponden a Antagonismo, con cargas factoriales entre .28 y .75. El segundo factor explicó el 9.47 % de la varianza y agrupó las tres facetas de Psicoticismo, con cargas entre .60 y .85. El tercer factor explicó el 8.25 % de la varianza y agrupó las ocho facetas de Afectividad Negativa, con cargas entre .13 y .77. El cuarto factor explicó el 5.95 % de la varianza y agrupó las cinco facetas de Desinhibición, con cargas entre .45 y .90. Por último, el quinto factor explicó el 4.91 % de la varianza y agrupó las cinco facetas que corresponden a Desapego, con cargas entre .59 y .82.

Globalmente, la estructura factorial coincidió con lo esperado y con la solución original. Las facetas cargaron en el dominio al que pertenecen teóricamente. No obstante, se observaron algunas excepciones de facetas que poseen cargas factoriales superiores a .30 en más de un factor, o que poseen cargas más altas en otro factor al teóricamente esperado. Estas se mencionan a continuación: a) Suspicacia (de Afectividad negativa) cargó más alto en Psicoticismo (.42) y también presentó cargas en Desapego (.25); b) Hostilidad (de Afectividad negativa) cargó más alto en Desinhibición (.32) y también en Desapego (.25) y Antagonismo (.13); c) Depresividad (Afectividad negativa) cargó en su dominio (.62) pero también presentó cargas altas en Desapego (.57) (los ítems de la faceta Depresividad cargaban más en la faceta Anhedonia-Desapego); d) Insensibilidad (Antagonismo) presentó su carga más alta en Desapego (.42), seguido de Antagonismo (.28); e) Inseguridad de separación (Afectividad negativa) cargó en su dominio (.61) pero también presentó cargas en Antagonismo (.37).

Los cinco dominios PID-5 se encontraron correlacionados positivamente. Afectividad negativa presentó correlaciones más elevadas con el resto de las escalas, siendo la más alta con Desinhibición (r = .61). También caben destacar las correlaciones de Psicoticismo con Desinhibición (r = .53) y con Desapego (r = .41). La correlación más baja se observó entre Antagonismo y Desapego (r = .27). En el Anexo 5 se presenta una comparación con los mismos resultados de estudios previos.

Análisis Factorial Confirmatorio

El AFC sugirió un buen ajuste para el modelo de cinco factores: χ² = 1945.583 (265), p < .001; S-B χ² = 506.156; CFI = .983; RMSEA = .041, 90 % IC = [.036; .047]; GFI = .939; AGFI = .925; IFI = .983; NFI = .966; NNFI = .981; PNFI = 0.853; SRMR = .083 (Kline, 2011). Los parámetros estimados fueron todos positivos y oscilaron entre .47 y .82.

Análisis de ítems y consistencia interna

En la Tabla 1 se muestran los valores de alfa de Cronbach para las 25 facetas y los cinco dominios del PID (ver Anexo 1 para los valores correspondientes a los 108 ítems). Los valores del coeficiente alfa de Cronbach resultaron muy satisfactorios para los dominios (Afectividad negativa: .92; Antagonismo: .87; Desinhibición: .88; Desapego: .88; Psicoticismo: .86). Las facetas también presentaron niveles adecuados de consistencia interna, aunque un poco más bajos (media α = .74; rango: .54 (Irresponsabilidad) a .87 (Distractibilidad)). La mayoría (20) obtuvo valores de alfa mayores es a .70, con la excepción de cinco: Irresponsabilidad, Labilidad emocional, Perseveración, Desregulación cognitiva y perceptual y Asunción de riesgos, siendo Irresponsabilidad la única por debajo de .60 (α = .54). Los índices informados pueden considerarse aceptables en tanto se trata de factores integrados por pocos elementos (Coulacoglou y Saklofske, 2017). Las correlaciones entre el ítem y su escala fueron de leves a moderadas, lo que sugiere que los ítems poseen niveles de discriminación aceptables (ver Anexo 1). En la escala Antagonismo, las correlaciones ítem-escala fluctuaron entre .31 y .58, en la de Desinhibición entre .30 y .63, en Desapego entre .41 y .61, en Afectividad negativa entre .25 y .61 y en Psicoticismo entre .40 y .61.

Diferencias según edad y género

El MANOVA sugiere diferencias significativas según la edad [F(5) = 9.23, p < .01] y según el género de los participantes [F(5) = 11.62, p < .01]. No hay efecto de interacción entre edad y género [F(5) = 1.52, p > .05]. Los análisis univariados muestran diferencias significativas de acuerdo al género en todas las escalas, salvo en Afectividad negativa (ver Tabla 3). En todos los casos los valores son mayores para los varones. El tamaño del efecto (Eta cuadrado parcial) resulta moderado en Antagonismo, mientras que en el resto de los dominios se obtuvieron valores bajos. También se observan diferencias significativas entre los grupos de edad en todas las escalas, a excepción de Psicoticismo (ver Tabla 3). En todos los casos, los valores son superiores para los jóvenes. El tamaño del efecto (Eta cuadrado parcial) resulta moderado en Afectividad negativa y bajo en los restantes dominios.

Correlaciones entre las escalas del PID y del AEP

En la Tabla 4 se muestran las correlaciones entre los factores de personalidad patológica medidos por el PID-5 y los factores de personalidad normal medidos por el AEP. Se observan correlaciones entre moderadas y altas entre los factores correspondientes del MCF y los dominios del modelo de la APA (2013): Neuroticismo y Afectividad negativa, Responsabilidad y Desinhibición, Extroversión y Desapego, y entre Amabilidad y Antagonismo (positiva en el primer caso y negativa en los restantes). La correlación entre Apertura a la experiencia y Psicoticismo resultó la más baja. Adicionalmente, Neuroticismo correlacionó con Desinhibición y con Desapego, y Desapego con Amabilidad y con Responsabilidad. A los efectos de analizar más en detalle el caso de Psicoticismo/Apertura a la experiencia, se examinaron las correlaciones a nivel de las facetas. Para Excentricidad y Creencias y Experiencias inusuales las correlaciones fueron bajas y similares (.17** y .16**, respectivamente), mientras que con Desregulación cognitiva y perceptual la relación fue prácticamente nula (.09*).

Discusión

El objetivo de este estudio fue proporcionar evidencia psicométrica para una versión modificada y reducida del PID-5, que permita evaluar los cinco dominios y las 25 facetas del modelo. Se presenta una versión de 108 ítems que posee propiedades psicométricas satisfactorias, equivalentes a las del estudio original de 220 ítems (Krueger et al., 2012) y validaciones posteriores, tanto de 220 ítems (Gutiérrez et al., 2015; Labancz et al., 2020; Pires et al., 2018; Wright et al., 2012) como de 100 (Maples et al., 2015).

En primer lugar, tanto el AFE como el AFC sugieren un buen ajuste de la estructura pentafactorial, en concordancia con estudios previos (para una revisión, ver Al-Dajani et al., 2016). No obstante, se observaron algunas excepciones en cuatro facetas que presentaron cargas altas en un dominio distinto al teóricamente esperado, correspondientes al dominio Afectividad negativa y a Antagonismo. A continuación, se describen con mayor detalle.

Primero, la faceta Depresividad (de Afectividad negativa) presentó cargas altas también en Desapego (.57), específicamente, sus ítems cargaron en la faceta de Anhedonia. Resulta relevante señalar que la correlación entre ambas facetas fue elevada (.74). Sin embargo, ya en el DSM-5 (APA, 2013) se menciona a Depresividad (al igual que Suspicacia) como parte tanto de Afectividad negativa como de Desapego. Esto mismo fue observado luego en varios estudios (Bach et al., 2016; Gutiérrez et al., 2015; Labancz et al., 2020; Lotfi et al., 2018; Pires et al., 2018; Maples et al., 2015; Wright et al., 2012). Más aún, Maples et al. (2015) y Wright et al. (2012) directamente ubican Depresividad en Desapego. Esto sugiere una superposición conceptual entre Anhedonia y Depresividad (facetas que, en principio, pertenecen a dominios distintos, más allá de la salvedad ya hecha respecto a la ubicación de ambas en el modelo de la APA). La superposición vendría dada por la pérdida de la capacidad de disfrute (dada por la Anhedonia) junto a la dificultad de salir de tales estados (dada por la Depresividad). En todo caso, esta resulta otra de las debilidades del modelo.

Segundo, la faceta Suspicacia (Afectividad negativa) tuvo mayor carga factorial en Psicoticismo (.42) (con correlaciones de r = .52 con la faceta de Excentricidad y de r = .44 con la de Desregulación Cognitiva y Perceptual). Similares resultados reportan otros estudios (Maples et al, 2015; Pires et al., 2018). Esta faceta, también ha presentado cargas en Desapego (Gutiérrez et al., 2015; Krueger et al., 2012; Maples et al., 2015; Wright et al., 2012), lo cual también se observó en este trabajo, aunque con una carga menor (.25). En efecto, como se ha mencionado, el DSM-5 también la ubica en Desapego, al igual que Maples et al. (2015). Es probable que el contenido de los ítems, relacionados con la ideación paranoide, expliquen estos resultados, tanto en lo que hace al distanciamiento de los demás (propio del Desapego) como al extrañamiento de los mismos (propio del Psicoticismo). La propia definición de suspicacia del Manual (APA, 2013), relacionada a la sensibilidad a señales de perjuicio o a las malas intenciones por parte de los demás, también va en esta dirección.

Tercero, la faceta de Hostilidad (de Afectividad negativa) mostró su carga factorial más alta en Desinhibición (.32), pero también cargó en Desapego (.25). Se observaron correlaciones con la faceta Impulsividad (Desinhibición) (.44) y con Engaño (Antagonismo) (.40). En estudios previos, esta faceta también suele cargar principalmente en Desinhibición y ha sido observada en Antagonismo (Gutiérrez et al., 2015; Labancz et al., 2020; Pires et al., 2018; Van den Broeck, Bastiaansen, Rossi, Dierckx, De Clercq y Hofmans, 2014; Wright et al., 2012). Más aún, Wright et al. (2012) la ubican directamente en Antagonismo. Estos resultados podrían explicarse de acuerdo al contenido de los ítems de la faceta, que se relacionan con un pobre control de impulsos y una tendencia a la reacción agresiva.

Cuarto, Insensibilidad (de Antagonismo) cargó más alto en Desapego (.42) que en Antagonismo (.28) y también presentó cargas bajas en Desinhibición (.24). Esto no suele observarse en literatura previa, ya que esta faceta suele cargar primariamente en Antagonismo y secundariamente en Desinhibición (Krueger et al., 2012; Gutiérrez et al., 2015; Labancz et al., 2020). No obstante, cabe señalar que en ciertos estudios también se han observado cargas en Desapego, de moderadas (entre .37 y .50; Maples et al., 2015; Pires et al., 2018; Wright et al., 2012) a bajas (entre .20 y .30; Krueger et al., 2012; Gutiérrez et al., 2015; Labancz et al., 2020; Lotfi et al., 2018).

Por último, Inseguridad de separación, si bien carga en primer lugar en su dominio (Afectividad negativa) también carga en Antagonismo. Esto, en principio resulta inesperado y contra intuitivo, aunque ya se había observado en el estudio de Maples et al. (2015; con carga .24) y en el de Pires et al. (2018; .16). Ciertas inconsistencias del modelo quizá expliquen, al menos en parte, esta situación. En un documento de trabajo de la APA (2010) se presentan las definiciones de dominios y facetas del futuro DSM-5. Allí, la Inseguridad de separación incluye la sentencia “temores de dependencia excesiva y pérdida total de autonomía”. De esta manera esta faceta se relacionaría con el Antagonismo, por la ambivalencia de necesitar depender, pero resistirse a ceder autonomía (en términos categoriales sería un aspecto del Trastorno negativista de la personalidad). Si bien luego dicha sentencia no aparece en la definición de la faceta del Manual, sí puede encontrársela en la definición del Trastorno límite de la personalidad en términos del modelo dimensional alternativo (ver p. 767). Esto constituye una violación a un principio básico de la Psicología de los rasgos, que sostiene que estos son universales y solo se diferencian en el nivel en que se expresan en cada individuo, por lo que no deberían existir diferentes definiciones de los mismos. A los efectos del presente estudio, se puede suponer que el propio modelo aún se encuentra en desarrollo, por lo que es dable esperar inconsistencias como esta u otras observadas en este trabajo. Gutiérrez et al. (2015) ya habían señalado que por la propia complejidad de la estructura de la personalidad no es dable esperar que cada faceta cargue solamente en su propio dominio, dando lugar a un sistema inestable y complejo. De este modo, agregan los autores, es esperable que las facetas tiendan a cambiar su ubicación en los diferentes estudios y que, consecuentemente, la estructura del instrumento cambie entre los mismos.

Un caso particular, y que merece un análisis más profundo, se dio con la faceta de Perfeccionismo rígido (de Desinhibición). En la versión preliminar contaba con cinco ítems, cuatro de la versión original (34, 105, 123 y 196) y uno diseñado especialmente (“Me gusta hacer las cosas rápido, aunque queden errores o detalles por resolver”). Solo este último mostró un funcionamiento psicométrico aceptable y se conservó en el instrumento. Así, la faceta queda representada por este único valor. Tal como se expuso en la Introducción, esta situación no es extraña, ya que el Perfeccionismo rígido formaría parte del polo de Responsabilidad extrema, el cual no se encuentra representado en el modelo. Además, los ítems del PID-5 no miden falta de perfeccionismo extrema, por lo que no se los debe considerar como indicadores de patología. Los resultados, entonces, confirman esta interpretación. Por tal motivo, se optó por eliminar los ítems originales y dejar el ítem restante como un indicador de la falta patológica de perfeccionismo, dado que, además y de acuerdo a lo esperado, el ítem cargó en Desinhibición. Es de esperar, en futuras versiones del modelo de la APA, que encuentren su lugar ambos polos de los rasgos de personalidad, así el perfeccionismo rígido podría ocupar un lugar como faceta de la Responsabilidad extrema. Quizá, el dominio Anancástico, mencionado anteriormente como parte de la propuesta de la CIE-11, sea un paso en ese sentido.

Con respecto a Psicoticismo, Desapego y Desinhibición, todas las facetas mostraron su carga factorial más alta en el dominio esperado. Tal como señalan Krueger et al. (2012), hay facetas que son indicadores “puros” de los dominios (e. g., Manipulación, Creencias y Experiencias inusuales), mientras que otras (e. g. Hostilidad) se ubican “en el medio” de los factores ya que comparten características propias de más de un dominio (e. g., Markon, Krueger y Watson, 2005). En este trabajo las facetas de Psicoticismo fueron las que presentaron cargas más altas en sus factores y bajas en el resto. Esto no resulta extraño, ya que Haslam, Holland y Kuppens (2012) mostraron que, si bien la mayor parte de la psicopatología no puede ser entendida como categorías, la esquizotipia y el trastorno esquizotípico de la personalidad constituyen excepciones, y el Psicoticismo sería la representación de esas categorías en el modelo de la APA. Contrariamente, facetas de Afectividad negativa (Depresividad, Suspicacia, Hostilidad) son las que más aparecen con cargas en otros dominios, y el propio dominio es el que presenta correlaciones más elevadas con el resto, sugiriendo que podría ser el más “transversal” de todos.

La propuesta dimensional alternativa para los trastornos de la personalidad presentada en el DSM-5 (APA, 2013) no es un modelo cerrado ni mucho menos. No solo ha merecido críticas variadas de parte de la comunidad científica (véase Sánchez, 2019), sino que además el propio Manual muestra cierta ambigüedad con respecto a la ubicación de las facetas, como se ha mencionado anteriormente. Por tanto, no deben sorprender ciertos resultados hallados aquí o en la literatura del área.

La consistencia interna resultó satisfactoria, especialmente a nivel de los dominios, y los ítems tuvieron buenos índices de discriminación. Las facetas obtuvieron valores de fiabilidad un poco más bajos, lo que era esperable debido a que es menor la cantidad de ítems (entre 4 y 6). De todas formas, 20 de las facetas presentaron coeficientes adecuados (esto es, por encima de α = .70) (Coulacoglou y Saklofske, 2017). En relación a las cinco restantes, la más baja fue Irresponsabilidad (única por debajo de α = .60), que ya había tenido valores modestos en trabajos previos (Bach et al., 2016; De Clercq et al., 2014; Díaz-Batanero et al., 2019; Van den Broeck et al., 2014). Además, cabe destacar que en poblaciones no clínicas, las medias de alfa de Cronbach de las facetas resultaron similares (Lotfi et al., 2018: α =.74; Gutiérrez et al., 2015: α =.79).

Se observaron diferencias en los puntajes según el género y la edad. Con respecto al género, los varones presentaron valores más elevados en los cinco dominios, si bien en Afectividad negativa las diferencias no fueron significativas. En cuanto a la edad, los jóvenes (hasta 30 años) presentaron puntajes significativamente más altos en todas las escalas, excepto en Psicoticismo. La evidencia sobre personalidad (Sánchez y Ledesma, 2013) suele reportar un descenso con la edad en Neuroticismo y Extraversión (replicada aquí en los dominios de Afectividad negativa y Desapego) y un aumento en Responsabilidad (que se corresponde con la disminución en Desinhibición registrada en este trabajo).

Por último, se observaron relaciones significativas entre cada uno de los factores del MCF y el PID-5, en coincidencia con estudios previos (Thimm et al., 2017; Koster et al., 2020 Lavancz et al., 2020, Sánchez et al., 2020). Al-Dajani et al. (2016) reseñan trabajos anteriores sobre el mismo tema. Los mismos dominios del PID-5 también estuvieron correlacionados, en concordancia con la literatura (Gutiérrez et al., 2015; Krueger et al., 2012; Labancz, et al., 2020; Lugo et al., 2019; Maples et al., 2015; Sánchez et al., 2020). La excepción fue la relación entre Psicoticismo y Apertura a la experiencia, si bien –como se dijo anteriormente– el Psicoticismo no es el equivalente patológico de Apertura a la experiencia, sino que se trata de conceptos distintos. Tal situación ya ha sido observada en la literatura (Sleep, Hyatt, Lamkin, Maples-Keller y Miller, 2018; Suzuki, Griffin y Samuel, 2017). Quizás, el Psicoticismo debiera excluirse del modelo, considerando que resulta ser una categoría diferente (Haslam et al., 2012).

En el Anexo 5 se muestra una comparación de los resultados aquí expuestos con los de otros estudios. Los resultados permiten brindar evidencia de validez convergente para el instrumento, así como también evidencia sustantiva respecto de la relación entre rasgos de personalidad normales y patológicos.

Limitaciones

El presente estudio posee algunas limitaciones que cabe mencionar. En primer lugar, si bien el instrumento está diseñado para evaluar rasgos psicopatológicos de personalidad, se trabajó con una muestra de conveniencia de población general, donde tres de cada cuatro participantes no se encontraban realizando tratamiento psicológico ni psiquiátrico. En futuros trabajos se debe avanzar sobre el funcionamiento del Inventario en población clínica y evaluar su capacidad para discriminar entre poblaciones clínicas y no clínicas. Además, la composición de la muestra (mayoría mujeres, con educación universitaria o superior) limita la posibilidad de generalizar los resultados. Por otro lado, cinco facetas resultaron con fiabilidad modesta, y una (ausencia de Perfeccionismo rígido) quedó representada por un único ítem, todo lo cual debe ser revisado en futuros trabajos. En este sentido, sería recomendable la inclusión de nuevos ítems para completar algunos aspectos faltantes de las facetas. En tal caso, serían recomendables otros métodos en el marco de la Teoría de Respuesta al Ítem (e. g., Maples et al., 2015) o la utilización de algoritmos de colonias de hormigas (e. g., Kerber et al., 2022). Por último, al ser una versión nueva del instrumento se limitan las posibilidades de comparar los resultados con otros estudios. Se necesitarán más trabajos para conocer mejor las propiedades, ventajas y limitaciones de la nueva escala, así como continuar el estudio de la validez convergente y discriminante con medidas externas. Complementariamente, se debe avanzar en el análisis de la adecuación de los resultados obtenidos con el PID-5 con la taxonomía jerárquica de la psicopatología. Resultados previos resultan prometedores en ese sentido (Montes y Sánchez, 2019; Wright et al., 2012).

En síntesis, en este trabajo se presentó una versión modificada y reducida del PID-5 que con solo 108 ítems representa las 25 facetas del modelo, manteniendo buenas propiedades psicométricas. Si bien no pretende reemplazar al instrumento original, puede resultar una alternativa válida, más simple y breve para evaluar el modelo completo, sin la necesidad de utilizar 220 reactivos, evitando sus inconvenientes. Se han proporcionado evidencias de validez de constructo y validez concurrente, así como de consistencia interna en el contexto local, por lo que podrá ser utilizada en ámbitos clínicos, jurídicos y de investigación, de manera independiente o como parte de una batería diagnóstica. Se espera además que los resultados contribuyan a la literatura reciente sobre el enfoque dimensional de la psicopatología de la personalidad.

Materiales suplementarios

Referencias

Al-Dajani, N., Gralnick, T. M. y Bagby, R. M. (2016). A psychometric review of the Personality Inventory for DSM–5 (PID–5): Current status and future directions. Journal of Personality Assessment, 98(1), 62-81. https://doi.org/10.1080/00223891.2015.1107572

American Psychiatric Association [APA]. (2010). DSM-5 Clinicians’ Personality Trait Rating Form. Washington, DC: Author. http://www.dsm5.org/ProposedRevisions/Pages/PersonalityandPersonalityDisorders.aspx [El documento fue retirado de internet y los autores disponen de una copia en formato PDF]

American Psychiatric Association [APA]. (2013). DSM-5 Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th ed.). Washington, DC: Author.

American Psychological Association [APA]. (2017). Ethical Principles of Psychologists and Code of Conduct. http://www.apa.org/ethics/code/index.aspx

Asociación Médica Mundial [WMA]. (2017). Declaración de Helsinki. Principios éticos para las investigaciones médicas en seres humanos. http://www.wma.net/es/policies-post/declaracion-de-helsinki-de-la-amm-principios-eticos-para-las-investigaciones-medicas-en-seres-humanos/

Ayearst, L., Flett, G. y Hewitt, P. (2012). Where is multidimensional perfectionism in DSM-5? A question posed to the DSM-5 personality and personality disorders work group. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 3(4), 458-469. https://doi.org/10.1037/a0026354

Bach, B., Maples, J., Bo, S. y Simonsen, E. (2016). The alternative DSM-5 personality disorder traits criterion: A comparative examination of the three self-report forms in a Danish population. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 7(2), 124-135. https://doi.org/10.1037/per0000162

Bach, B., Kerber, A., Aluja, A., Bastiaens, T., Keeley, J. W., Claes, L…, y Zimmermann, J. (2020). International assessment of DSM-5 and ICD-11 personality disorder traits: Toward a common nosology in DSM-5.1. Psychopathology, 53(3-4), 179-188. https://doi.org/10.1159/000507589

Coulacoglou, C. y Saklofske, D. (2017). Psychometrics and psychological assessment. Principles and applications. London: Academic Press.

De Clercq, B., De Fruyt, F., De Bolle, M., Van Hiel, A., Markon, K. E. y Krueger, R. F. (2014). The hierarchical structure and construct validity of the PID-5 trait measure in adolescence. Journal of Personality, 82, 158-169. https://doi.org/10.1111/jopy.12042

Díaz-Batanero, C., Ramírez-López, J., Domínguez-Salas, S., Fernández-Calderón, F. y Lozano, O. M. (2019). Personality Inventory for DSM-5–Short Form (PID-5-SF): Reliability, Factorial Structure, and Relationship with Functional Impairment in Dual Diagnosis Patients. Assessment, 26(5), 853-866. https://doi.org/10.1177/1073191117739980

Eiroá Orosa, F. J., Fernández Pinto, I. y Pérez Sales, P. (2008). Cuestionarios psicológicos e investigación en Internet: Una revisión de la literatura. Anales de Psicología, 4(1), 150-157. https://doi.org/10.6018/analesps

Federación de Psicólogos de la República Argentina [Fe.PRA]. (2013). Código de Ética de la Fe.P.R.A. http://fepra.org.ar/docs/acerca_fepra/codigo_de_etica_nacional_2013.pdf

Gutiérrez, F., Aluja, A., Peri, J. M., Calvo, N., Ferrer, M., Bailles, E…. y Krueger, R. F. (2015). Psychometric properties of the Spanish PID-5 in a clinical and a community sample. Assessment, 24(3), 326-336. https://doi.org/10.1177/1073191115606518

Haslam, N., Holland, E. y Kuppens, P. (2012). Categories versus dimensions in personality and psychopathology: A quantitative review of taxometric research. Psychological Medicine, 42(5), 903-920. https://doi.org/10.1017/S0033291711001966

Hemmati, A., Weiss, B., Mirani, A. y Miller, J. D. (2020). Examining the Contribution of Perfectionistic Traits to the Construct Validity of the DSM-5 Alternative Model of Personality Disorder. Journal of Personality Disorders, 34 supplement C, 77-94. https://doi.org/10.1521/pedi_2020_34_476

Hyatt, C. S., Maples-Keller, J. L., Crowe, M. L., Sleep, C. E., Carter, S. T., Michopoulos, V.,…, Powers, A. (2021). Psychometric Properties of the Personality Inventory for DSM-5-Brief Form in a Community Sample with High Rates of Trauma Exposure. Journal of Personality Assessment, 103(2) https://doi.org/10.1080/00223891.2020.1713138

International Test Commission [ITC]. (2017). The ITC Guidelines for Translating and Adapting Tests (Second edition). https://www.intestcom.org/files/guideline_test_adaptation_2ed.pdf.

Jöreskog, K. G. y Sörbom, D. (2006). LISREL 8.80. Chicago: Scientific Software International.

Kline, R. (2011). Principles and practice of structural equation modeling. New York: Guilford Press.

Kerber, A., Schultze, M., Müller, S., Rühling, R. M., Wright, A. G., Spitzer, C., ... y Zimmermann, J. (2022). Development of a short and ICD-11 compatible measure for DSM-5 maladaptive personality traits using ant colony optimization algorithms. Assessment, 29(3), 467-487. https://doi.org/10.31234/osf.io/rsw54

Koster, N., Laceulle, O. M., Van der Heijden, P. T., Klimstra, T., De Clercq, B., Verbeke, L., De Caluwé, E. A. L. y Van Aken, M. A. G. (2020). A Psychometric Evaluation of a Reduced Version of the PID-5 in Clinical and Non-Clinical Adolescents. European Journal of Psychological Assessment. 36(5). https://doi.org/10.1027/1015-5759/a000552

Krueger, R. F. y Markon, K. E. (2014). The Role of the DSM-5 Personality Trait Model in Moving Toward a Quantitative and Empirically Based Approach to Classifying Personality and Psychopathology. Annual Review of Clinical Psychology, 10(1), 477-501. https://doi.org/10.1146/annurev-clinpsy-032813-153732

Krueger, R. F., Derringer, J., Markon, K. E., Watson, D. y Skodol, A. E. (2012). Initial construction of a maladaptive personality trait model and inventory for DSM-5. Psychological Medicine, 42, 1879-1890. https://doi.org/10.1017/S0033291711002674

Labancz, E., Balász, K. y Szabó, I. K. (2020). The psychometric properties of the Hungarian version of the Personality Inventory for DSM-5 in a clinical and a community sample. Current Psychology. https://doi.org/10.1007/s12144-020-00831-z

Ledesma, R. D., Sánchez, R. O. y Díaz-Lázaro, C. M. (2011). Adjective checklist to assess the big five personality factors in the Argentine population. Journal of Personality Assessment, 93(1), 46-55. https://doi.org/10.1080/00223891.2010.513708

Lorenzo-Seva, U. (2013). Why rotate my data using Promin? Technical Report. Department of Psychology, Universitat Rovirai Virgili, Tarragona.

Lorenzo-Seva, U. y Ferrando, P. J. (2006). FACTOR: A computer program to fit the exploratory factor analysis model. Behavioral Research Methods, Instruments and Computers, 38(1), 88-91. https://doi.org/10.3758/BF03192753

Lorenzo-Seva, U. y Ferrando, P. J. (2013). FACTOR 9.2 A Comprehensive Program for Fitting Exploratory and Semiconfirmatory Factor Analysis and IRT Models. Applied Psychological Measurement, 37(6), 497-498. https://doi.org/10.1177/0146621613487794

Lotfi, M., Bach, B., Amini, M. y Simonsen, E. (2018). Structure of DSM-5 and ICD-11 personality domains in Iranian community sample. Personality and Mental Health, 12(2), 155-169. https://doi.org/10.1002/pmh.1409

Lugo, V., Silva de Oliveira, S. E., Rabello Hessel, C., Tavares Monteiro, S., Lorandi Pasche, N., Pavan, G., … Spanemberg, L. (2019). Evaluation of DSM-5 and ICD-11 personality traits using the Personality Inventory for DSM-5 (PID-5) in a Brazilian sample of psychiatric inpatients. Personality and Mental Health, 13(1), 24-39. https://doi.org/10.1002/pmh.1436

Lynam, D. R. y Widiger, T. A. (2007). Using a general model of personality to understand sex differences in the personality disorders. Journal of Personality Disorders, 21, 583– 602. https://doi.org/10.1521/pedi.2007.21.6.583

Mardia, K. V. (1970). Measures of multivariate skewness and kurtosis with applications. Biometrika, 57, 519-530. https://doi.org/10.1093/biomet/57.3.519

McCrae, R., Costa, P., Ostendorf, F., Angleitner, A., Harcaron, M., Avia, M.… y Smith, P. (2000). Nature Over Nurture. Temperament, personality, and life span development. Journal of Personality and Social Psychology, 78, 173-186. https://doi.org/10.1037//0022-3514.78.1.173

Maples, J. L., Carter, N. T., Few, L. R., Crego, C., Gore, W. L., Samuel, D. B., …, Miller, J. D. (2015). Testing whether the DSM-5 personality disorder trait model can be measured with a reduced set of items: An item response theory investigation of the personality inventory for DSM-5. Psychological Assessment, 27(4), 1195-1210. https://doi.org/10.1037/pas0000120

Markon K. E., Krueger R. F. y Watson, D. (2005). Delineating the structure of normal and abnormal personality: an integrative hierarchical approach. Journal of Personality and Social Psychology, 88, 139–157. https://doi.org/10.1037/0022-3514.88.1.139

Montes, S. A. y Sánchez, R. O. (2019). El factor p. ¿La estructura subyacente a la psicopatología? Evaluar, 19(3), 20-41.

Pires, R., Sousa Ferreira, A., Gonçalves, B., Henriques-Calado, J. y Paulino, M. (2018). The Portuguese version of the Personality Inventory for the DSM-5 in a community and a clinical sample. Personality and Mental Health, 13(1), 40-52. https://doi.org/10.1002/pmh.1437

Robinson, A., Stasik-O'Brien, S. y Calamia, M. (2020). Toward a More Perfect Conceptualization of Perfectionism: An Exploratory Factor Analysis in Undergraduate College Students. Assessment 29(3). https://doi.org/10.1177/1073191120976859

Sánchez, R. O. (2019). Modelos dimensionales para los trastornos de la personalidad: un proceso inconcluso. Revista Argentina de Clínica Psicológica, 28(5), 714-726. https://doi.org/10.24205/03276716.2019.1126

Sánchez, R. O. y Ledesma, R. D. (2007). Los cinco grandes factores: cómo entender la personalidad y cómo evaluarla. En A. Monjeau (Ed.), Conocimiento para la transformación (pp. 131-160). Mar del Plata: Ediciones Universidad Atlántida Argentina.

Sánchez, R. O. y Ledesma, R. D. (2013). Listado de Adjetivos para Evaluar Personalidad: Propiedades y normas para una población argentina. Revista Argentina de Clínica Psicológica, 22(2), 147-160.

Sánchez, R. O. y Montes, S. A. (2019). La taxonomía jerárquica y el factor general de psicopatología. Acta Psiquiátrica y Psicológica de América Latina, 65(2), 116-129.

Sánchez, R. O., Montes, S. A. y Somerstein, L. D. (2020). Inventario de Personalidad para el DSM-5: propiedades psicométricas en población argentina. Estudio preliminar. Interdisciplinaria, 37(1). https://doi.org/10.16888/interd.2020.37.1.4

Satorra, A. y Bentler, P. M. (1990). Model conditions for asymptotic robustness in the analysis of linear relations. Computational Statistics & Data Analysis, 10(3), 235-249. https://doi.org/10.1016/0167-9473(90)90004-2

Sleep, C. E., Hyatt, C. S., Lamkin, J., Maples-Keller, J. L. y Miller, J. D. (2018). Examining the relations among the DSM–5 alternative model of personality, the five-factor model, and externalizing and internalizing behavior. Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment, 9(4), 379–384. https://doi.org/10.1037/per0000240

Soto, C. J., John, O. P., Gosling, S. D. y Potter, J. (2011). Age differences in personality traits from 10 to 65: Big Five domains and facets in a large cross-sectional sample. Journal of Personality and Social Psychology, 100(2), 330–348. https://doi.org/10.1037/a0021717

Suzuki, T., Griffin, S. A. y Samuel, D. B. (2017). Capturing the DSM–5alternative personality disorder model traits in the five-factor model’s nomological net. Journal of Personality, 85(2), 220-231. https://doi.org/10.1111/jopy.12235

Suzuki, T., Samuel, D. B., Pahlen, S. y Krueger, R. F. (2015). DSM-5 alternative personality disorder model traits as maladaptive extreme variants of the Five-Factor Model: An item-response theory analysis. Journal of Abnormal Psychology, 124, 343-354. https://doi.org/10.1037/per0000409

Thimm, J. C., Jordan, S. y Bach, B. (2017). Hierarchical structure and cross-cultural measurement invariance of the Norwegian version of the Personality Inventory for DSM–5. Journal of Personality Assessment, 99, 204–210. https://doi.org/10.1080/00223891.2016.1223682

Thomas, K. M., Yalch, M. M., Krueger, R. F., Wright, A. G. C., Markon, K. E. y Hopwood, C. J. (2013). The convergent structure of DSM-5 personality trait facets and five-factor model trait domains. Assessment, 20, 308–311. https://doi.org/10.1177/1073191112457589

Trull, T. y Widiger, T. (2013). Dimensional models of personality: the five-factor model and the DSM-5. Dialogues in Clinical Neuroscience, 15(2), 135-146. https://doi.org/10.31887/DCNS.2013.15.2/ttrull

Van den Broeck, J., Bastiaansen, L., Rossi, G., Dierckx, E., De Clercq, B. y Hofmans, J. (2014). Hierarchical structure of maladaptive personality traits in older adults: Joint factor analysis of the PID-5 and the DAPP-BQ. Journal of Personality Disorders, 28, 198-211. https://doi.org/10.1521/pedi_2013_27_114

Widiger, T. A. y Costa, P. T. (2013). Personality disorders and the five-factor model of personality (Third Edition). Washington, DC: APA.

Wright, A. G. C., Thomas, K. M., Hopwood, C. J., Markon, K. E., Pincus, A. L. y Krueger, R. F. (2012). The Hierarchical Structure of DSM-5 Pathological Personality Traits. Journal of Abnormal Psychology, 121(4), 951-957. https://doi.org/10.1037/a0027669