Artículos
Una versión reducida
y modificada del Inventario de Personalidad para el DSM-5 (PID-5) en la
Argentina
A reduced and
modified version of the Personality Inventory for the DSM-5 (PID-5) in
Argentina
Roberto O. Sanchez rosanche@mdp.edu.ar.
Universidad Nacional de Mar del Plata, Argentina
Silvana A. Montes smontes@conicet.gov.ar
Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas
(CONICET), Argentina
Aixa L. Galarza
Universidad Nacional de Mar del Plata, Argentina
Luis D. Somerstein
Universidad Nacional de Mar del Plata, Argentina
Martín D. Gainza
Universidad Nacional de Mar del Plata, Argentina
Una versión reducida y modificada del Inventario de Personalidad
para el DSM-5 (PID-5) en la Argentina
Interdisciplinaria,
vol. 40, núm. 1, pp. 115-136,
2023
Centro Interamericano de Investigaciones Psicológicas y Ciencias
Afines
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Recepción:
03
Enero 2021
Aprobación:
22
Octubre 2022
Resumen:
El modelo dimensional alternativo para
los trastornos de personalidad incluye 25 facetas (rasgos patológicos)
organizadas en cinco dominios de orden superior (Desapego, Afectividad
Negativa, Psicoticismo, Antagonismo y Desinhibición). Para evaluar este modelo,
se desarrolló el Personality Inventory for DSM-5 (PID-5), que posee dos
versiones: una extensa (220 ítems) que evalúa dominios y facetas, y una breve
(25 ítems) que evalúa solo los dominios. En un trabajo anterior, se brindó
evidencia favorable para una versión breve (31 ítems) adaptada para ser
utilizada en población argentina. En el presente trabajo se estudian las
propiedades psicométricas de una versión reducida y modificada del PID-5 que
permite evaluar ambos componentes por medio de una cantidad de ítems (108). La
validez convergente se evaluó a través de la relación con una medida de rasgos
de personalidad normal del Modelo de los Cinco Grandes Factores. Se trabajó con
una muestra de tipo no probabilística de n = 525 sujetos de población general, que respondieron la versión
adaptada del PID-5 y el Listado de Adjetivos para Evaluar la Personalidad. Los
resultados brindaron evidencia de validez y confiabilidad para el instrumento.
El Análisis Factorial Exploratorio y Confirmatorio sugirió un buen ajuste de la
estructura pentafactorial. La consistencia interna resultó adecuada y los ítems
presentaron buenos índices de discriminación. Se observaron diferencias de
género y edad, y correlaciones con los factores correspondientes de los cinco
grandes. Esta versión puede ser utilizada para evaluar el modelo, con fines
tanto clínicos como de investigación, y con ventajas respecto al tiempo de
administración respecto a la versión extensa original.
Palabras clave: Modelo dimensional
alternativo, trastornos de personalidad, PID-5, Cinco Grandes Factores de
Personalidad, Psicopatología.
Abstract: The official classification of personality disorders in the
latest edition of the Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders
(DSM-5) remains categorical. However, a dimensional alternative for personality
disorders is presented as an emerging model. The model is organized in five
higher order domains (Negative Affectivity, Detachment, Antagonism,
Disinhibition and Psychoticism), with relationships with the Big Five Model of
Personality, strongly established within the Personality Psychology. The
proposal also includes 25 facets or second-order traits, included within the
main domains. Domains and facets represent psychopathological traits with
clinical relevance. To assess this model, the Personality Inventory for DSM-5
(PID-5) was developed. PID-5 has two forms: extensive (220 items) that assesses
domains and facets, and brief (25 items) that assesses only the domains. In a
previous study, evidence for a short version (31 items) adapted to the
Argentine population was provided, that overcomes some of the limitations of
the original one. In this work, the psychometric properties of a reduced and
modified version of the PID-5 are studied, which allows evaluating five domains
and 25 facets, through a reduced number of items (108). We worked with a
non-probabilistic sample of n = 525 subjects from the general population, who
answered the adapted version of the PID-5 and the Adjectives Checklist to
Assess the Big Five Personality Factors (AEP), a Big Five Model measure. The
following data analyses were performed: (1) Exploratory and Confirmatory Factor
Analysis to evaluate the internal structure of PID-5; (2) reliability analysis
to assess the internal consistency of the PID-5 scales; (3) item analysis to
assess discriminating power; (4) multivariate analysis of variance (MANOVA) to
examine significant differences due to gender and age; and (5) bivariate
correlation analysis to analyze PID-5 convergent validity. The results provided
evidence of validity and reliability. Exploratory and Confirmatory Factor
Analysis suggested a five-factor structure. The facets presented factor
loadings in the domain theoretically expected, with some exceptions:
Suspiciousness (loaded in Psychoticism), Hostility (loaded in Disinhibition),
Depressivity (loaded in Detachment) and Insensitivity (loaded in Detachment).
CFA also suggested a good model fit (CFI = .98; RMSEA = .04; SRMR = 0.083). Psychoticism,
Detachment, and Disinhibition facets had their higher factor loadings in the
expected domain. Negative affectivity showed higher correlations with the rest
of the scales. Internal consistency was satisfactory, especially at the domain
level, and the items had good discrimination indices. Correlations with the
corresponding of the Big Five factors were observed, similar to previous
studies. The five PID-5 domains were also found positively correlated.
Additionally, gender and age differences were found. In line with previous
literature, results suggest that some facets scales are “pure” markers of these
domains (e. g., Psychoticism and Antagonism facets), whereas others (e. g.,
Negative Affectivity facets such as Depressiveness, Suspicion, Hostility), are
located “in between” domains since they share features of more than one domain.
Psychoticism facets presented higher loadings in their domains and lower in the
rest. This is not surprising; although most of psychopathology cannot be
understood as categories, schizophyte and Schizotypal Personality Disorder are
exceptions, and Psychoticism would be the representation of these categories in
the APA model. Findings also provide evidence of convergent validity for the
instrument, as well as theorical evidence regarding the relationship between
normal and pathological personality traits. This version can be used to
evaluate the model, both in research and clinical practice. It has advantages
over the original longer version, in terms of administration time and
participants' fatigue, while maintaining its psychometric properties. The
results are also expected to contribute to the recent literature on the
dimensional approach to personality psychopathology. However, complementary
studies, particularly with a clinical population, are needed.
Keywords: AMPD, AMPD, PID-5,
personality disorders, Big Five, Psychopathology.
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).
Tabla 1
Medias, desviaciones
estándar, asimetría, curtosis y valores de consistencia interna para las 25
facetas y los cinco dominios del PID-5
FACETA |
M (DS) |
Asimetría |
Curtosis |
Ítems |
Alfa |
1. Retiro |
2.12 (1.01) |
.67 |
-.43 |
4 |
.86 |
2. Anhedonia |
2.05 (.90) |
.88 |
.08 |
5 |
.81 |
3. Evitación de la
intimidad |
1.86 (.90) |
1.12 |
.68 |
4 |
.75 |
4. Afectividad
restringida |
2.59 (.93) |
.34 |
-.50 |
5 |
.71 |
5. Excentricidad |
2.27 (1.02) |
.66 |
-.46 |
5 |
.83 |
6. Desregulación
cognitiva y perceptual |
1.68 (.81) |
1.36 |
1.38 |
4 |
.68 |
7. Creencias y
experiencias inusuales |
1.76 (.88) |
1.38 |
1.44 |
4 |
.72 |
8. Grandiosidad |
1.87 (.79) |
1.00 |
.75 |
5 |
.73 |
9. Búsqueda de
atención |
2.31 (1.03) |
.53 |
-.54 |
4 |
.81 |
10. Manipulación |
2.16 (.83) |
.82 |
.39 |
4 |
.72 |
11. Engaño |
1.74 (.81) |
1.28 |
1.54 |
4 |
.74 |
12. Insensibilidad |
1.44 (.69) |
2.22 |
5.53 |
4 |
.76 |
13. Asunción de
riesgos |
1.79 (.73) |
1.08 |
1.02 |
4 |
.67 |
14. Impulsividad |
2.06 (.93) |
.79 |
-.11 |
5 |
.84 |
15.
Irresponsabilidad |
1.81 (.73) |
1.01 |
.98 |
4 |
.54 |
16. Distractibilidad |
2.62 (1.09) |
.34 |
-.79 |
5 |
.87 |
17. Perfeccionismo
rígido |
2.26 (1.34) |
.72 |
-.72 |
1 |
- |
18. Ansiedad |
2.75 (.94) |
.29 |
-.59 |
6 |
.80 |
19. Depresividad |
2.04 (.89) |
.99 |
.34 |
6 |
.82 |
20. Sumisión |
2.43 (.97) |
.47 |
-.34 |
4 |
.77 |
21. Labilidad
emocional |
2.78 (.93) |
.33 |
-.26 |
4 |
.65 |
22. Inseguridad de
separación |
2.01 (.94) |
.97 |
.34 |
5 |
.78 |
23. Perseveración |
2.51 (.94) |
.21 |
-.73 |
4 |
.65 |
24. Hostilidad |
2.45 (.95) |
.35 |
-.57 |
4 |
.72 |
25. Suspicacia |
2.43 (.95) |
.46 |
-.41 |
4 |
.72 |
DOMINIOS |
|||||
Desapego |
2.17 (.73) |
.60 |
-.04 |
18 |
.88 |
Psicoticismo |
1.93 (.75) |
.84 |
.05 |
13 |
.86 |
Antagonismo |
1.90 (.61) |
1.04 |
1.45 |
21 |
.88 |
Desinhibición |
2.11 (.68) |
.68 |
.20 |
19 |
.87 |
Afectividad negativa |
2.41 (.65) |
.46 |
-.20 |
37 |
.92 |
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.
Tabla 2
Cargas factoriales del
AFE sobre las 25 facetas del PID (puntajes totales): matriz de factores rotados
(Rotación Promin) y correlaciones entre los dominios
FACETA |
Matriz de factores
rotados |
|||||
1. Retiro |
Desap |
-.124 |
.243 |
.065 |
-.054 |
.614 |
2. Anhedonia |
Desap |
-.040 |
-.040 |
.322 |
-.069 |
.742 |
3. Evitación de la
intimidad |
Desap |
-.138 |
.047 |
-.157 |
.127 |
.597 |
4. Afectividad
restringida |
Desap |
.052 |
.091 |
-.127 |
-.106 |
.825 |
5. Excentricidad |
Psico |
.015 |
.753 |
-.036 |
-.042 |
.182 |
6. Desregulación |
Psico |
-.141 |
.607 |
.128 |
.187 |
.035 |
7. Creencias y
experiencias |
Psico |
.084 |
.850 |
-.080 |
-.119 |
-.146 |
8. Grandiosidad |
Antag |
.679 |
.090 |
-.060 |
-.171 |
.118 |
9. Búsqueda de
atención |
Antag |
.757 |
-.047 |
.214 |
-.099 |
-.177 |
10. Manipulación |
Antag |
.693 |
.041 |
-.083 |
.071 |
-.023 |
11. Engaño |
Antag |
.595 |
.003 |
-.007 |
.263 |
.059 |
12. Insensibilidad |
Antag |
.277 |
-.008 |
-.193 |
.242 |
.419 |
13. Asunción de
riesgos |
Desin |
.208 |
.096 |
-.118 |
.588 |
.136 |
14. Impulsividad |
Desin |
-.021 |
-.176 |
.068 |
.904 |
-.131 |
15.
Irresponsabilidad |
Desin |
-.056 |
.045 |
-.016 |
.575 |
.068 |
16. Distractibilidad |
Desin |
-.202 |
.182 |
.235 |
.487 |
.054 |
17. Perfeccionismo
rígido |
Desin |
.070 |
-.102 |
.134 |
.451 |
-.003 |
18. Ansiedad |
Afect |
-.050 |
.016 |
.769 |
.007 |
.094 |
19. Depresividad |
Afect |
-.027 |
-.076 |
.616 |
-.009 |
.570 |
20. Sumisión |
Afect |
.086 |
-.066 |
.601 |
-.059 |
.126 |
21. Labilidad
emocional |
Afect |
-.027 |
.248 |
.543 |
.167 |
-.315 |
22. Inseguridad de
separación |
Afect |
.377 |
-.067 |
.610 |
-.091 |
-.053 |
23. Perseveración |
Afect |
.134 |
.084 |
.411 |
.206 |
.078 |
24. Hostilidad |
Afect |
.137 |
-.081 |
.132 |
.317 |
.248 |
25. Suspicacia |
Afect |
.099 |
.421 |
.271 |
-.093 |
.249 |
% DE VARIANZA
EXPLICADA |
32.94 |
9.47 |
8.25 |
5.95 |
4.91 |
|
Correlaciones entre
los factores/dominios |
Antag |
Psico |
Afect |
Desin |
Desap |
|
Antag |
1 |
|||||
Psico |
.38** |
1 |
||||
Afect |
.42** |
.49** |
1 |
|||
Desin |
.39** |
.53** |
.61** |
1 |
||
Desap |
.27** |
.41** |
.45** |
.38** |
1 |
Subrayado y en negrita, facetas que corresponden al dominio
teóricamente esperado. Cargas factoriales ≥ .30 en negrita
Antag: AntagonismoDesin: DesinhibiciónDesap: DesapegoAfect.:
Afectividad negativaPsico:
Psicoticismo**
p < .01.
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.
Tabla 3
Diferencias de medias
en el PID-5 según género y la edad
Escala |
Género |
M (DS) |
F |
Eta2 |
Edad |
M (DS) |
F |
Eta2 |
Antagonismo |
1.80 (.54) |
35.56* |
.064 |
<31 |
2.02 (.70) |
8.57* |
.016 |
|
2.13 (.68) |
≥31 |
1.85 (.55) |
||||||
Desinhibición |
2.03 (.67) |
13.28* |
.025 |
<31 |
2.34 (.77) |
28.23* |
.051 |
|
2.27 (.68) |
≥31 |
2.00 (.62) |
||||||
Desapego |
2.08 (.70) |
19.63* |
.036 |
<31 |
2.34 (.76) |
12.88* |
.024 |
|
2.38 (.74) |
≥31 |
2,09 (.79) |
||||||
Afectividad |
2.38 (.66) |
1.98 |
.004 |
<31 |
2.66 (0,73) |
35.48* |
.064 |
|
2.47 (.60) |
≥31 |
2.30 (0,57) |
||||||
Psicoticismo |
1.85 (.74) |
11.35* |
.021 |
<31 |
1.97 (0,81) |
.77 |
.001 |
|
2.09 (.73) |
≥31 |
1.91 (0,72) |
Fe: FemeninoMa:
Masculino*
p < .01
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*).
Tabla 4
Correlaciones
bivariadas entre las escalas del PID y del AEP
Antag: AntagonismoDesin: DesinhibiciónDesap: DesapegoAfect.:
Afectividad negativaPsico:
PsicoticismoAmab:
AmabilidadResp:
ResponsabilidadExtr:
ExtraversiónNeur:
NeuroticismoAper:
Apertura a la experiencia*
p < .05**
p < .01
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
Anexos (pdf)
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