http://dx.doi.org/10.24016/2023.v9.259
ARTÍCULO ORIGINAL
The Bidimensional Model of Mental Health: an empirical approach in a general
population sample
El Modelo Bidimensional de Salud Mental: una
aproximación empírica en una muestra de la población general
Manuel González 1*, Mario González 1,
Lastenia Hernández 1, Laureano Lorenzo 2
1 Departamento de
Psicología Clínica, Psicobiología y Metodología, Facultad de Psicología y
Logopedia, Universidad de La Laguna, Tenerife, España.
2 Hospital Universitario de Canarias, Canarias, España.
* Correspondencia: mgonzaro@ull.edu.es.
Recibido: 25 de junio de 2022 | Revisado: 18 de enero de 2023 | Aceptado: 17 de marzo de 2023 | Publicado
Online: 23 de marzo de 2023.
González, M., González, M. Hernández, L.,
Lorenzo, L. (2023). The Bidimensional Model of Mental Health:
an empirical approach in a general population sample. Interacciones, 9,
e259. http://dx.doi.org/10.24016/2023.v9.259
ABSTRACT
Background: Comprehensive mental health research is proposed as an important resource
for individual well-being, as opposed to indicators of psychopathology. Objectives: We present an approach to the Bidimensional Model of Mental Health (BDSM)
that considers psychological distress and subjective well-being as two separate
but related dimensions. Methods: In a sample of 290 adults from the community, with 55.2% women and a
mean age of 28.6 (Dt = 12.0). Results: The continuous results confirm a two-dimensional structure of
psychopathology (PS) and subjective well-being (BS). The proposed model
proposes classification into four groups according to the above result, namely,
complete mental health (high BS, low PS, 62.2%), vulnerable (low BS, low PS,
11.4%), symptomatic but content (high BS, high PS, 11.4%) and troubled (low BS,
high PS, 15%). The categorical results indicate that the problem and
symptomatic groups obtained higher mean scores in trait worry, experiential and
behavioral avoidance, and in turn, the symptomatic group scored higher in
resistance to distress and in the more adaptive cognitive emotional regulation
strategies; on the contrary, the vulnerable group obtained lower means in the
latter. The results of the vulnerable and symptomatic groups confirm the coexistence
of well-being and psychopathology. Conclusions: The promotion of subjective well-being is proposed when considering
health in a more comprehensive way, because of its potential to generate
profound and lasting benefits for individuals and the community in general.
Keywords: Bidimensional Model of Mental Health, well-being, symptomatic, problems.
RESUMEN
Introducción: La regulación de las emociones implica modular las
experiencias de las emociones para facilitar el logro de los objetivos, por el
contrario, las dificultades en las mismas son un patrón de experiencias
emocionales que interfieren con el comportamiento dirigido a un objetivo.
Objetivos: Presentamos una aproximación al Modelo Bidimensional de Salud
Mental (BDSM) que consideran la angustia psicológica y el bienestar subjetivo
como dos dimensiones separadas pero relacionadas. Método: En una muestra es de
290 personas adultas de la comunidad, con un 55,2% mujeres y una media de edad
de 28,6 (Dt = 12.0). Resultados:
Los resultados confirman una estructura bidimensional de psicopatología (PS) y
bienestar subjetivo (BS), negativamente relacionados. El modelo propone la
clasificación en cuatro grupos atendiendo al resultado anterior, a saber, salud
mental completa (BS alto, PS baja, 62,2%), vulnerable (BS bajo, PS baja,
11,4%), sintomático pero contento (BS alto, PS alta, 11,4%) y con problemas (BS
bajo, PS alta, 15%). Los resultados señalan que los grupos con problemas y
sintomáticos obtienen puntuaciones medias más elevadas en la preocupación
rasgo, la evitación experiencial y conductual, y a su vez, el grupo sintomático
puntúa más elevado en resistencia al malestar y en las estrategias de
regulación emocional cognitivas más adaptativas. El grupo vulnerable obtiene
medias más bajas en estas últimas. Los resultados de los grupos vulnerables y
sintomáticos confirman la coexistencia del bienestar y la psicopatología. Conclusiones:
Los resultados se discuten atendiendo a los estudios revisados, y dada la
relevancia de las estrategias de regulación emocional en la satisfacción con la
vida y la resistencia al malestar, se proponen tratamientos transdiagnósticos
de la regulación de las emociones.
Palabras clave: Modelo Bidimensional de Salud Mental, vulnerable, sintomático,
problemas.
INTRODUCCIÓN
En los
últimos años se observa un interés creciente en el bienestar, tanto en la
sociedad en general, como en la atención de salud mental, que se refleja por un
lado, en la definición de la salud como “un estado de completo bienestar
físico, mental y social y no simplemente la ausencia de enfermedad o
discapacidad” (Organización Mundial de la Salud, OMS, 2005, p. 1), y por otro,
en la definición de salud mental como “un estado de bienestar en el que la
persona es consciente de sus propias capacidades, puede afrontar las tensiones
normales de la vida, puede trabajar de forma productiva y fructífera, y es
capaz de hacer una contribución a su comunidad” (OMS, 2005, p. 1). Se considera
que la salud es la base para el bienestar y el funcionamiento efectivo de una
persona en su comunidad, de manera que, promovidos por los objetivos de la OMS,
en las agendas de políticas de salud en el mundo se ha impulsado mejorar las
condiciones más positivas de la salud mental de los ciudadanos (Barry, 2009),
en el que la salud mental positiva se propone como un recurso importante para
la recuperación de una enfermedad mental y las terapias se han diseñado
específicamente para mejorar la salud mental positiva (Slade,
2017).
La salud
mental se ha considerado como dos polos opuestos de un continuo (Greenspoon y Saklofske, 2001; Wang et al., 2011), donde la investigación sobre la
misma está restringida a la evaluación y el tratamiento de los trastornos
mentales (Doll, 2008; Keyes, 2007; Seligman, 2008), y
se utiliza el indicador de psicopatología para el diagnóstico psicológico, que
define si hay o no un trastorno mental, considerando así la salud mental como
la ausencia de enfermedad (Suldo y Shaffer-Hudkins, 2008). Este indicador negativo obvia el enfoque en
las dimensiones constructivas del funcionamiento individual que supone un
cambio crítico en el paradigma tradicional (Magalhaes
y Calheiros, 2017). Sin embargo, los criterios
actuales sobre la salud mental han cambiado el enfoque de una conceptualización
negativa de la salud mental a definiciones que abarcan aspectos positivos e
incluyen el nivel de funcionamiento y florecimiento de las personas (Schinke et al., 2017).
Como una
alternativa al modelo tradicional surge el Modelo Bidimensional de Salud Mental
(MBSM) (Suldo
y Shaffer-Hudkins, 2008; Wood y Tarrier,
2010) (para una revisión véase p. ej., Iasiello et al., 2020) que consideran la angustia psicológica y el bienestar subjetivo
como dos dimensiones separadas pero relacionadas, al considerar que la
ausencia de psicopatología y la presencia de salud mental positiva no son polos
opuestos, sino que forman dos factores de salud mental distintos, que
proporcionan una comprensión integral de la salud mental (Furlong
et al., 2014). Así, la salud mental se entiende como un estado completo y
holista mediante la integración de una dimensión de ajuste negativa referido a
la psicopatología, y otra positiva, referido al bienestar subjetivo (Wang et
al., 2011).
En
base a estos dos indicadores han surgido cuatro grupos con condición específica
de salud mental: 1) Salud mental completa, se refiere a bienestar medio / alto
y psicopatología baja; 2) Vulnerable, posee un bajo bienestar y baja
psicopatología; 3) Sintomático pero contento, bienestar medio / alto y alta
psicopatología; y 4) Problemas, bajo bienestar y alta psicopatología (Suldo y Shaffer-Hudkins,
2008;
Suldo et al., 2016).
Los tipos de
análisis propuestos por el modelo bidimensional se han realizado básicamente
con adolescentes, pero existen investigaciones en adultos. Así, en una muestra
de estudiantes se encontró que un 62,2% tenían salud mental completa, el 11,4%
vulnerable, un 11,4% sintomático pero contento y un15% con problemas (Roth et
al., 2017; Suldo et al., 2016). En otro estudio con
muestras de adultos tanto de la comunidad como ambulatorias se encontraron
relaciones negativas entre psicopatología y bienestar subjetivo (Fonte et al., 2020; Franken et al., 2018), y encontraron que un
48% eran vulnerables y/o tenían una salud mental moderada, mientras que un
51,8% tenían salud mental completa (Fonte et al.,
2020). En un estudio con muestras pacientes hospitalizados y ambulatorios
adultos con ideación suicida encontraron, en primer lugar, que el 6% de los
pacientes ambulatorios y el 10% de los hospitalizados informaron de niveles
moderados a altos de salud mental positiva, y en
segundo lugar, los intentos de suicidio de por vida fueron menos probables en
pacientes hospitalizados que sufrían de ideación suicida en presencia de salud
mental positiva (Teismann et al., 2018).
Estas opciones
de clasificación permiten abordar algunas limitaciones del modelo unidimensional,
pues las personas vulnerables suelen ser pasadas por alto en términos de salud
(Suldo y Shaffer-Hudkins,
2008), además, el grupo sintomático pero contento constata que la ausencia de
psicopatología no es una condición suficiente para mostrar niveles más altos de
salud mental (Suldo et al., 2016).
Desde una
perspectiva de análisis continuo los factores de riesgo cognitivos, emocionales
y conductuales que se han relacionado con psicopatología y con bienestar
subjetivo, entre otros, son la preocupación rasgo y la evitación experiencial (Segerstrom et al., 2015). Una estrategia
conductual relacionada positivamente con psicopatología es la evitación
conductual, que se refiere a la evitación manifiesta y situacional de molestias
y quejas físicas (Gámez et al., 2011). Otro constructo relacionado con el
bienestar es la resistencia al malestar (distress endurance), que es la disposición a participar en un
comportamiento que sea consistente con los valores de uno (Gámez et al., 2014).
Las
estrategias de regulación emocional cognitivas desempeñan un papel importante
en la relación entre los factores estresantes y el bienestar, donde las más
adaptativas (p. ej., centrarse en la planificación, la reorientación positiva,
el reenfoque positivo y la puesta en perspectiva) se relacionan positivamente
con bienestar subjetivo, por el contrario, las menos adaptativas (p. ej., la autoinculpación, el catastrofismo y el
culpar a los demás) se relacionan con psicopatología (Balzarotti et al., 2016).
Atendiendo
a nuestro objetivo, se plantean las siguientes hipótesis. Una primera (H1) es
que se aislará una estructura de dos factores constituidos por psicopatología y
bienestar subjetivo relacionados negativamente. Una segunda hipótesis (H2), es
que las variables de resistencia al malestar y las estrategias de regulación
emocional cognitivas más adaptativas se relacionan positivamente con el
bienestar subjetivo y negativamente con psicopatología. Por otro lado, la
preocupación rasgo, la evitación experiencial, las estrategias de regulación
emocionales cognitivas menos adaptativas y la evitación conductual se
relacionan negativamente con el bienestar subjetivo y positivamente con los
síntomas psicopatológicos. Una tercera hipótesis (H3) es que no habrá diferencias
estadísticamente significativas entre los grupos en relación a las variables
sociodemográficas evaluadas, y finalmente, una cuarta
hipótesis (H4), es que teniendo en cuenta los cuatro grupos creados, se
encontraran diferencias estadísticamente significativas entre los cuatro grupos
en las variables cognitivas, conductuales y emocionales evaluadas, situándose
esas diferencias en mayor medida entre los grupos con problemas, sintomático y
vulnerable frente al grupo de salud.
MÉTODO
Participantes
La muestra se seleccionó mediante un
total de cinco alumnos que realizaban el trabajo de fin de grado y fueron
entrenados en la administración de cuestionarios, mediante procedimientos de
role playing, en el que un alumno hacía de entrevistador y otro de
entrevistado. Se les solicitó que seleccionaran de su entorno cercano a un
grupo de entre 8 y 10 adultos mayores de 18 años, mediante el efecto de bola
nieve, que suele emplearse para recoger información de poblaciones difíciles de
muestrear (Thomson, 2002), es decir, de la comunidad. De manera que la muestra
quedó constituida por 290 personas adultas con una media de edad de 28,57 años (Dt =12,02), que va desde los 18 hasta los 68 años y una
moda de 21. Un 55,2% son mujeres. En lo que se refiere al nivel de estudios, un
4,5% tienen estudios primarios, el 47,9% estudios medios, un 18,6% son
diplomadas y un 29,0% licenciadas. Con respecto al estado civil, el 61,7% están
solteras, un 32,1% están casadas/parejas, el 6,2% se encuentran divorciadas o
separadas.
Instrumentos
Los
instrumentos de este estudio evalúan los procesos cognitivos y síntomas más
relacionados con el afecto negativo (AN), tales como la ansiedad, la depresión,
la preocupación rasgo, la evitación experiencial y conductual y las emociones cognitivas menos adaptativas. Por otro
lado, evalúa otros constructos que por lo general se relacionan positivamente
con el afecto positivo (AP), tales como la satisfacción con la vida y la
resistencia al malestar, así como con las emociones cognitivas más adaptativas
La Escala de
Afecto Positivo y Negativo (PANAS, Positive and Negative Affect
Schedule; Watson et al., 1988). Evalúa dos dimensiones, el afecto positivo y el
afecto negativo. Se emplea una escala tipo Likert desde 1 a 5 puntos (1=
“totalmente en desacuerdo”, 5= “totalmente de acuerdo”). Su consistencia
interna oscila entre .87 y .89 para el afecto positivo y .84 y .89 para el
afecto negativo. En este estudio se empleó la versión
en español (Sandín et al., 1999).
Las Escalas de
Depresión, Ansiedad y Estrés (DASS21, Depression, Anxiety, Stress Scales; Lovibond y Lovibond, 1995). Es
una escala que mide los síntomas actuales de depresión, ansiedad y estrés. Se
emplean solo los 14 ítems que avalúan ansiedad y depresión. La consistencia
interna de la escala es de .95. En este estudio se
empleó la versión en español (Bados et al., 2005).
El Inventario de Preocupación del Estado de Pensilvania (PSWQ, Penn State Worry Questionnaire,
Meyer et al., 1990). Es un inventario de 16 ítems que evalúa la preocupación
rasgo; cuyas respuestas se evalúan mediante escalas de intervalo, que van de 1
(nada) a 5 (mucho). De los 16 ítems del cuestionario, cinco están redactados
negativamente y pueden considerarse como un artefacto estadístico más que un
constructo significativo, por lo que algunos autores no consideran incluir
dichos ítems (Korte et al., 2016). En este trabajo
solo se incluyeron los 11 ítems en positivo propuestos por Sandín, cuya
consistencia interna es .92 y fiabilidad test retest es de .85). En este estudio se empleó la versión en español (Sandín et
al., 2009).
El
Cuestionario Multidimensional de Evitación Experiencial (MEAQ, Multidimensional
Experiential Avoidance Questionnaire, de Gámez et al. (2011) es un cuestionario de
62 ítems que evalúa de forma multidimensional la evitación experiencial. Para
esta investigación se emplearon los 11 ítems que evalúan la resistencia al
malestar, referido a comportamiento efectivo frente al malestar. Y los 11 ítems
que evalúan evitación conductual, referido a evitación manifiesta y situacional
de molestias y quejas físicas. Se responde según una escala tipo Likert de seis
alternativas de respuestas que van de 1 = Muy en Desacuerdo a 6= Muy de
acuerdo. Los coeficientes de consistencia interna de los dos factores oscilan
entre .82 a .85 (Gámez et al., 2011).
El
Cuestionario de Regulación Emocional Cognitiva (CERQ, Cognitive Emotion Regulation Questionnaire, de Garnefski y Kraaij, 2006). Es un cuestionario de 18 ítems y evalúa
nueve estrategias de regulación emocional cognitivas. Para esta investigación
empleamos los factores generales de estrategias adaptativas, como la
aceptación, la reorientación positiva, centrarse en la
planificación, el reenfoque positivo y la puesta en perspectiva, así como las
menos adaptativas como la autoinculpación, el catastrofismo y el culpar a los
demás. Los coeficientes α oscilan entre .68 a .81 (Garnefski
y Kraaij, 2006).
La Escala de
Satisfacción con la vida (SWLS, Satisfaction
With Life Scale, de Dieneret et al., 1985).
La SWLS evalúa el juicio global que hacen las personas sobre la satisfacción
con su vida. Es una escala de cinco ítems con alternativas de respuesta que
oscilan entre 1 y 5, donde 1 = “totalmente en desacuerdo”, y 5 = “totalmente de
acuerdo”. La consistencia interna de la versión española es buena (α =.84). En este estudio se empleó la versión en español (Atienza
et al., 2003).
El
cuestionario de Aceptación y Acción-II (AAQ-II, Acceptance
and Action Questionnaire-II,
Bond et al., 2011). Es una medida general de la evitación experiencial. Consta
de 10 ítems que se contestan en una escala tipo Likert de siete puntos, donde 1
= nunca verdad y 7 = siempre verdad. Su coeficiente de consistencia interna
oscila entre .75 y .93. En este estudio se empleó la versión en
español (Ruiz et al.,
2013).
Procedimiento
La muestra fue captada por un total de 15 alumnos que
realizaban el trabajo de fin de grado, fueron entrenados en la administración
de cuestionarios, mediante
procedimientos de role playing. Se les solicitó que seleccionaran de su
entorno cercano a un grupo de entre 8 y 10 adultos mayores de 18 años, mediante
el efecto de bola nieve (Thomson, 2002).
Análisis
estadísticos de los datos
El tipo de
análisis tiene como objetivo contrastar las hipótesis planteadas. Se realiza sobre la matriz de correlaciones policóricas y ML (maximum likelihood), un análisis factorial exploratorio (AFE)
mediante la extracción de factores principales con rotación promax
para identificar los factores relevantes de psicopatología y bienestar, así
como un análisis factorial confirmatorio (AFC) para verificar la estructura
factorial del AFE.
Atendiendo a
los objetivos de determinar la validez convergente y discriminante, se realizan
los coeficientes de correlación r de
Pearson entre las dimensiones evaluadas por los
cuestionarios ya señalados, que trata de establecer las relaciones de las
variables cognitivas, conductuales y emocionales, tales como la preocupación
rasgo, la resistencia al malestar, la evitación conductual y experiencial, y
las estrategias de regulación emocional más y menos adaptativas con
psicopatología y bienestar subjetivo. Otro tipo de
estrategia fue la formación de los siguientes grupos criterios, según la
variable de psicopatología y el bienestar subjetivo (Suldo y Shaffer-Hudkins, 2008; Suldo et al., 2016). Los grupos son: 1) Salud mental
completa, que hace se referencia a las personas con bienestar medio / alto
(percentil > 60) y psicopatología baja (percentil < 30); 2) El grupo vulnerable que hace referencia a
personas con bajo bienestar (percentil < 30) y baja psicopatología
(percentil 30); 3) el grupo sintomático pero contento, que especifica el
bienestar medio / alto (percentil >60) y alta psicopatología (percentil >
60; y 4) el grupo con problemas, en
referencia a las personas con bajo bienestar y alta psicopatología (percentil
< 30, y >60). Una vez constituido estos grupos de realiza un MANOVA para
determinar si diferían entre los factores antes mencionados.
Aspectos éticos
Las personas
recibían en un sobre las instrucciones para responder a cada cuestionario, un
teléfono de contacto, la firma del consentimiento informado y dando mucho
énfasis en el anonimato y la protección de los datos. Los sobres debían ser
entregados a los alumnos al día siguiente y debidamente cerrados y sellados.
Esta investigación ha sido aprobada por el Comité de Ética del Vicerrectorado
de Investigación de la Universidad de la Laguna.
RESULTADOS
Se realiza un análisis factorial
exploratorio mediante la extracción de factores principales con rotación promax y saturación mayor o igual que .30, teniendo en
cuenta la matriz de correlaciones tetracóricas y el
ML. El Índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = .94) y el de Barlett= 14368.83, df, 741, p ≤
.001), que es mayor de .60, señalando la adecuación de la muestra (Kaiser,
1974). La prueba de Esfericidad de Barlett alcanzó significación estadística χ 2
= 3935.87, gl = 664, p < .001, señalando la
existencia de relaciones entre al menos algunos de los ítems, y que se
consideraron apropiados para la realización de un AFE. Se realizó el Scree Tests de Catell (1966) y el Análisis Paralelo de Horn
(1969) que sugerían la retención de dos factores, tal y como se observa en la
Tabla 1, que explican un 63.6% de la varianza. El primero aglutina los factores
de afecto negativo, ansiedad y depresión, que constituye un factor de
psicopatología, en el segundo saturan el afecto positivo, la satisfacción con
la vida y en sentido negativo la depresión, que constituyen el factor de
bienestar subjetivo. El factor de depresión se mantiene en el factor de
psicopatología debido a la mayor saturación.
|
Tabla 1. Análisis factorial
exploratorio sobre factores principales (N=290). |
|||
|
|
Psicopatología |
Bienestar subjetivo |
h2 |
|
Depresión |
0.95 |
-0.47 |
0.07 |
|
Ansiedad |
0.85 |
0.28 |
|
|
Afecto negativo |
0.64 |
0.57 |
|
|
Afecto positivo |
0.88 |
0.18 |
|
|
Satisfacción con la vida |
|
0.49 |
0.71 |
|
Valor Propio |
2.55 |
1.24 |
|
|
Varianza explicada |
45.0% |
18.7% |
|
|
Varianza acumulada |
45.0% |
63.6% |
|
Mediante el análisis factorial
confirmatorio (AFC), una solución unidimensional no representaba adecuadamente
los datos observados (χ2 (4) = 79.5; p <.001, CFI = .888, TLI = .761, SRMR =
.100, RMSEA = .213 (IC 90%, .170-.258), por lo que probamos con un modelo
bidimensional. El ajuste del modelo resultante de esta solución de dos factores
correlacionados fue satisfactorio en la mayoría de los índices (χ2 (4) = 47.5;
p <.001, CFI = .965, TLI = .912, SRMR = .038, RMSEA = .113 (IC 90%, .101-
.169). El coeficiente de correlación entre los dos factores es de -.49.
Coeficientes de correlación (r de
Pearson) entre variables empleadas en el estudio con psicopatológicas y
bienestar subjetivo
En la Tabla 2 se observan los
coeficientes de consistencia interna de cada uno de los cuestionarios, que
oscilan entre .94 para preocupación rasgo y .70 para evitación experiencial,
así como las puntuaciones medias y desviación típica de cada una de las
dimensiones evaluadas en la muestra total. Los sintomas de psicopatología y
bienestar subjetivos se relacionan negativamente entre sí. La tendencia a la
preocupación, la evitación experiencial y conductual, y las estrategias de
regulación emocionales cognitivas menos adaptativas se relacionan positivamente
con psicopatología y negativamente con el bienestar subjetivo, lo contario
sucede para la resistencia al malestar y estrategias de regulación emocionales
cognitivas más adaptativas.
Frecuencia y porcentajes (%) entre los
grupos constituidos
|
Tabla 2. Coeficientes de consistencia
interna y de correlación de las variables |
||||||||
|
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
(6) |
(7) |
(8) |
|
(1)
Preocupación rasgo |
1 |
.64*** |
-.08* |
-0.05 |
.52*** |
.34*** |
.56*** |
-.46*** |
|
(2)
Evitación experiencial |
1 |
-.17*** |
-.11*** |
.51*** |
.39*** |
.63*** |
-.57*** |
|
|
(3)
Resistencia al malestar |
1 |
.31*** |
-0.05 |
-.12** |
-.20*** |
.27*** |
||
|
(4)
Estrategias de regulación emocional cognitivas adaptativas |
1 |
.20*** |
0.02 |
-.14*** |
.30*** |
|||
|
(5)
estrategias de regulación emocional cognitivas menos adaptativas |
1 |
.29*** |
.51*** |
-.35*** |
||||
|
(6)
Evitación conductual |
1 |
.36*** |
-.17*** |
|||||
|
(7)
Síntomas psicopatológicos |
1 |
-.61*** |
||||||
|
(8) Bienestar |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
Coeficiente de consistencia de alfa |
.94 (11) |
.70 (10) |
.89 (11) |
.83 (10) |
.76 (8) |
.91(11) |
.93 (24) |
.88 (15) |
|
Media (desviación típica) |
30.2 (9.4) |
21.3 (9.2) |
51.2(9.3) |
34.7 (7.6) |
21.2 (6.2) |
38.1(12.2) |
38.6 (22.0) |
50.2 (10.4) |
|
* p ≤ .05. **p ≤ .01. ***p ≤ .001 |
||||||||
Tal y como se
ha mencionado, hemos creado cuatro grupos y deseamos conocer el porcentaje de
personas en cada uno de ellos. Así, en la Tabla 3 se observa que el grupo de
salud completa lo conforman un 47,2% de las personas de la muestra, seguido de
los grupos sintomático pero contento (24,5%) y problemas (16,3%) y, por último,
el grupo vulnerable con un 12,1%. En relación con las variables
sociodemográficas, no se encontraron diferencias entre los grupos en cuanto al
género (χ2 = 0.56, gl = 3, p <
.905); la edad F (3, 285)
= 2.00, p ≤ .114, el nivel de estudios (χ2 = 11.18, gl
= 3, p < .263) y el estado civil (χ2 = 7.62, gl =
3, p < .259).
|
Table
3. Manova
de un factor entre los grupos de salud (método Bonferroni). |
|||||||||||
|
|
G1 (Salud) |
G2 (Vulnerable) |
G3 (Sintomático) |
G4 (Problemas) |
|
|
|||||
|
|
M |
DT |
M |
DT |
M |
DT |
M |
DT |
F |
η² |
Tes Pos-Hoc |
|
Preocupación
rasgo |
26.1 |
8.7 |
29.2 |
8.7 |
31 |
8.2 |
37.2 |
9.5 |
20.5*** |
0.21 |
4,3>1,2; 2>1 |
|
Evitación
experiencial |
15.3 |
5.9 |
20 |
8.8 |
21 |
7.6 |
24.5 |
8.7 |
18.43*** |
0.28 |
3,4>1; 4>3; 2>1 |
|
Estrategias
de regulación emocional cognitivas menos adaptativas |
18.4 |
5.3 |
20.4 |
6.3 |
22.3 |
5.3 |
24.4 |
5.6 |
15.9*** |
0.23 |
3,4>1; 4>2 |
|
Estrategias
de regulación emocional cognitivas adaptativas |
36.2 |
7.1 |
33.7 |
8.4 |
36.7 |
6.3 |
32.6 |
7.4 |
4.1** |
0.11 |
1,3 >4 |
|
Evitación
conductual |
34.2 |
11.8 |
37.5 |
11 |
38.9 |
12.4 |
42.1 |
11.1 |
9.5*** |
0.13 |
4>1 |
|
Resistencia
al malestar |
53.5 |
7.5 |
51.9 |
9.1 |
54 |
7.9 |
49.6 |
10.5 |
3.4* |
0.11 |
1,3 >4 |
|
*
p ≤ .05. **p ≤
.01. ***p ≤
.001 |
|||||||||||
En cuanto a los análisis descriptivos
se puede observar en la Tabla 3, los grupos con problemas y sintomáticos son
los que obtienen puntuaciones medias más elevas en la preocupación rasgo, la
evitación experiencial y estrategias de regulación emocional cognitivas menos
adaptativas. Los grupos sintomáticos y de salud obtienen medias más elevadas en
las estrategias de regulación emocional cognitivas adaptativas y resistencia al
malestar. El grupo vulnerable, frente al de salud, obtiene medias más elevadas
en preocupación rasgo y evitación experiencial. El grupo con problemas obtiene
puntuaciones medias más elevada en evitación conductual que el grupo de salud. Los coeficientes eta (η²) son grandes para la evitación
experiencial, las estrategias cognitivas menos adaptativas y la preocupación
rasgo, y pequeños para la evitación conductual, la resistencia al malestar y
las estrategias cognitivas más adaptativas.
DISCUSIÓN
En este trabajo nos propusimos
contrastar el Modelo Bidimensional de Salud Mental (MBSM). Los coeficientes de consistencia interna de cada uno de
los factores evaluados en el estudio son coincidentes con los trabajos
revisados (Atienza et al. 2000; Bados et al. 2005; Gámez et al. 2011; Garnefski y Kraaij. 2006; Lovibond y Lovibond. 1995; Meyer
et al. 1990; Ruiz et al. 2013; Sandín et al. 1999; Sandín et al. 2009; Watson
et al., 1988).
En cuanto a
las hipótesis planteadas, los resultados confirman parcialmente nuestra primera
hipótesis (H1), dado que el AN satura en el factor de psicopatología y no en
bienestar subjetivo, tal y como propone el modelo tripartito del bienestar
subjetivo (Diener et al., 1985). Este último, muestra una relación negativa y
estadísticamente (rxy = -.49) significativa entre los
síntomas psicopatológicos y bienestar subjetivo, en la línea de los estudios
revisados (Fonte et al. 2020; Franken
et al. 2018; Furlong et al. 2014; Magalhaes
y Calheiros. 2017; Wang et al. 2011; Wood y Tarrier. 2010). Se constata la
segunda hipótesis (H2), pues no se encontraron diferencias estadísticamente
significativas en variables sociodemográficas entre los grupos.
En cuanto a la tercera hipótesis (H3), se confirma, dado que la resistencia al malestar
y las estrategias de regulación emocionales cognitivas más adaptativas se
relacionan positivamente con el bienestar subjetivo (Gámez et al., 2014) y negativamente
con psicopatología (Gámez et al., 2011). Por otro lado, se constata que la
preocupación rasgo, la evitación experiencial, las estrategias de regulación
emocionales cognitivas menos adaptativas y la evitación conductual se
relacionan negativamente con el bienestar subjetivo y positivamente con los
síntomas psicopatológicos (Balzarotti et al., 2016; Segerstrom, et al. 2015). Se confirma la cuarta hipótesis
(H4), dado que los grupos con problemas y sintomáticos obtienen medias más
elevadas en la preocupación rasgo, la evitación experiencial, así como en las
estrategias de regulación emocionales cognitivas menos adaptativas
En relación a los grupos, los
porcentajes en cada grupo son muy similares a los estudios revisados, pues un
12.1% de las personas son vulnerables, un 47,1% de personas con salud, un 24,5%
son sintomático y 16,3% tienen problemas, que se sitúa entre los rangos de 5% y
19% de vulnerables, 43% y 67% con salud, 11% y 36% sintomático y 8 a 44% con
problemas en estudios revisados (Suldo y Shaffer-Hudkins, 2008). El grupo vulnerable obtiene puntuaciones
medias más elevadas que el grupo de salud en preocupación rasgo y la evitación
experiencial, convirtiéndose estos dos constructos los que diferencian a los
cuatro grupos. Así mismo los grupos sintomáticos y salud obtienen puntuaciones
medias más elevadas que el grupo vulnerable en resistencia al malestar y
estrategias de regulación adaptativas (Teismann, et
al., 2018).
La distinción entre el modelo
tradicional y el bidimensional consiste en que el segundo aporta la formación
de cuatro grupos a lo largo de un continuo. Estos cuatro grupos se confirman en
los resultados descritos, coincidiendo con estudios previos, así como
porcentajes muy similares (Magalhaes y Calheiros, 2017; Suldo y Shaffer-Hudkins, 2008; Suldo et al.,
2016), que señalan que no se puede ceñir la investigación a los extremos de
psicopatología y bienestar psicológico debido a que se excluiría de forma
errónea a parte de la población, como en este caso, el grupo vulnerable y el
sintomático pero contento.
Aunque exista una correlación inversa
entre bienestar subjetivo y psicopatología, las intervenciones que son eficaces
en el aumento de la salud mental positiva no necesariamente son eficaces en el
alivio de la psicopatología, y viceversa. Atendiendo a este último resultado,
es deseable realizar evaluaciones sistemáticas de la psicopatología y de la
salud mental positiva en los sistemas de atención de salud mental con la
finalidad de realizar intervenciones cognitivas conductuales más integrales u
holistas de la salud. Con el objetivo de reducir la sintomatología de las
personas vulnerables y sintomáticas pero contentos e incrementar la salud
mental, la terapia de aceptación y compromiso (ACT) es una intervención
preventiva para los factores cognitivos señalados en este trabajo, como la
evitación experiencial, la tendencia a la preocupación, la evitación conductual
y las estrategias de regulación emocional cognitivas menos adaptativas (Trompetter et al., 2017). Por lo que proponemos que si se
invierte más tiempo de investigación y recursos en el estudio y la promoción
del bienestar (no de la prevención de la salud mental), tiene el potencial de
generar beneficios profundos y duraderos para las personas, las comunidades y
la sociedad en general.
Este es un estudio transversal, de
manera que otra forma de evaluar el modelo bidimensional es mediante el estudio
de las relaciones entre el bienestar y la psicopatología en estudios
longitudinales, dado que las personas con bajo bienestar psicológico tienen
siete veces más probabilidades de estar deprimidas diez años más tarde (Mood y Joseph, 2010). Estos
estudios longitudinales vinculan la investigación de los estados subumbrales o subclínicos, referidos a cuando una
persona experimenta síntomas que no alcanzan los umbrales diagnósticos
estandarizados del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales.
Los umbrales de diagnóstico que actualmente no tienen en cuenta los síntomas subumbrales pueden dar lugar a considerables casos de
falsos negativos. Así, en un estudio con 5.692 pacientes de servicios de salud
mental para adultos se determinó que sólo el 61,2% tenía un diagnóstico según
el DSM-IV (APA, 1994); sin embargo, un porcentaje alto de los servicios de
salud mental se prestaba a los pacientes que sufrían problemas emocionales por
debajo del umbral (Druss et al., 2007).
Se concluye
que los grupos con problemas y sintomáticos obtienen puntuaciones medias más
elevadas en las variables cognitivas, emocionales y conductuales evaluadas,
pero el grupo sintomático emplea más estrategias de regulación cognitivas más
adaptativas y resistencia al malestar. Estas dos últimas estrategias son
factores de protección para su bienestar. Sin embargo, el grupo vulnerable no
emplea las estrategias antes señaladas y además obtiene puntuaciones medias
similares al grupo con problemas en evitación experiencial, por lo que este
grupo mantiene un factor de riesgo elevado para el
desarrollo de problemas psicológicos. Estos resultados corroboran que la
ausencia de psicopatología no es una condición suficiente para niveles más
elevados de salud (Suldo et al., 2016) y, por lo
tanto, se confirma la propuesta del modelo bidimensional, dado que estas
personas necesitan atención en los servicios de salud mental (Suldo y Shaffer-Hudkins, 2008).
ORCID
Manuel González: https://orcid.org/0000-0002-4428-0361
CONTRIBUCIÓN
DE LOS AUTORES
Manuel González: Recolección de datos, Escritura- Revisión y edición.
Lastenia Hernández recolección de datos, Escritura- Revisión y edición.
Mario González: Recolección de datos, Análisis formal, Escritura-
Borrador original.
Laureano Lorenzo: Recolección de datos, Análisis formal, Escritura-
Borrador original.
FUENTE DE FINANCIAMIENTO
Este estudio no contó con una fuente de financiamiento.
CONFLICTO DE INTERESES
Los autores
declaran no tener ningún conflicto de intereses.
AGRADECIMIENTOS
No aplica.
PROCESO DE
REVISIÓN
Este estudio ha
sido revisado por tres revisores externos en modalidad de doble ciego. El
editor encargado fue David Villarreal-Zegarra. El proceso de revisión se
encuentra como material suplementario 1.
DECLARACIÓN
DE DISPONIBILIDAD DE DATOS
Los autores
adjuntan la base de datos como material suplementario 2.
DESCARGO DE
RESPONSABILIDAD
El autor es responsable de todas las afirmaciones realizadas en este
artículo.
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