Psicothema, 2006. Vol. Vol. 18 (nº 2). 313-318

Manuel González, Juan Manuel Bethencourt, Ascensión Fumero y Arquímedes Fernández

Este trabajo presenta la validación de la versión española del cuestionario Why worry? (¿Por qué preocuparse?, ¿PP?) para evaluar una variable de proceso relacionada con la sobrestimación de las consecuencias tanto positivas como negativas de la preocupación excesiva e incontrolable que es una característica del Trastorno de Ansiedad Generalizada (TAG). 833 personas de la isla de Tenerife cumplimentaron dicho cuestionario, entre otras medidas psicológicas. El análisis factorial exploratorio aisló una estructura bifactorial que explica el 41,34% de la varianza total. Ambos factores muestran adecuada consistencia interna (α₁= 0.86 y α₂= 0.85) y fiabilidad test-retest (r₁= 0.70 y r₂= 0.75). La estructura bifactorial se confirmó mediante un análisis factorial confirmatorio. Como se esperaba, la validación concurrente descubrió correlaciones importantes con los trastornos de ansiedad y del estado de ánimo. Los análisis diferenciales para las variables anteriores proporcionaron evidencia sobre la validez discriminante. La versión española del Why worry? proporciona un instrumento fiable y válido que puede ser usado en estudios transculturales sobre la preocupación como una característica del TAG.

Spanish adaptation of the Why worry? questionnaire. This study presents the validation of Spanish version of Why worry? Questionnaire which assesses a variable of process related to the overestimation of the positive and negative consequences of the excessive and uncontrollable worry that is characteristic of Generalized Anxiety Disorder. 833 participants from Tenerife (Canary Island) completed this questionnaire among other psychological measures. The exploratory factor analysis yielded a two-factors structure that explained 41.34% of the total variance; both of them showed adecuate internal consistency (α₁= 0.86 and α₂= 0.85) and test-retest (r₁= 0.70 and r₂= 0.75) reliability coefficients. A confirmatory factor analysis confirmed two-factor structure. As expected, concurrent validation uncovered substantial correlation with anxiety and mood disorders. The results support a good discriminate validity. The Spanish version of why worry questionnaire provides a reliable and valid instrument, which we can use in cross-cultural studies on worry as a GAD characteristic.

El Trastorno de Ansiedad Generalizada (TAG) es uno de los trastornos de ansiedad menos estudiado, sin embargo, en los últimos años se ha incrementado su estudio científico, posiblemente debido a su alta prevalencia en estudios epidemiológicos, así como la elevada coexistencia con otros trastornos de ansiedad, del estado de ánimo y abuso/dependencia de sustancias (Capafons, 2001; Echeburúa, 1993).

La característica esencial del TAG es la ansiedad y preocupación excesiva sobre una amplia gama de acontecimientos o actividades que se prolongan más de seis meses, y donde la preocupación le resulta difícil de controlar a la persona (DSM-IV-TR, 2000). La preocupación es una actividad lingüística verbal, relativamente incontrolable y acompañada de un estado afectivo negativo, que puede emplearse como una conducta cognitiva evitativa (Roemer y Borkovec, 1993). Esta preocupación, en pacientes con TAG, contribuye a disminuir el miedo a los síntomas psicofisiológicos, presentando consecuentemente éstas una puntuación menor que las personas con trastornos de pánico en el nivel de alexitimia (Gutiérrez y Arbej, 2005).

Aunque las metacogniciones no son específicas del TAG, por lo general suelen estar presentes en el dolor crónico, donde las creencias que se tengan de éste influyen sobre su percepción (Camacho y Anarte, 2003) y en las preocupaciones hipocondríacas (Fernández y Fernández, 2001) e incluso sobre las repercusiones físicas y emocionales de determinadas ciclicidades como los días de las semanas, el año académico, el tiempo climatológico y el ciclo menstrual (Barberá y Cala, 2004).

Teniendo en cuenta la preocupación patológica, muchos autores han comenzado a identificar los procesos cognitivos y comportamentales implicados en dicho trastorno (Borkovec, Ray y Stöber, 1998; Menin, Heimberg, Turk y Fresco, 2002).

En este trabajo nos referiremos a la sobreestimación de las creencias sobre la preocupación (metacognición), que es una de las cuatro variables de proceso del modelo cognitivo conductual propuesto por Dugas et al para explicar la etiología y el mantenimiento del TAG (Dugas, Gagnon, Ladouceur y Freeston, 1998), y que hemos contrastado en una muestra de la población canaria (González, Peñate, Bethencourt y Rovella, 2004).

Si bien la preocupación es un proceso cognitivo relativamente normal en la población general, pues más de un 38% de las personas se preocupan al menos una vez al día (Tallis, Davey y Capuzzo, 1994), en las personas con TAG se vuelve problemático debido a que desarrollan creencias rígidas sobre las ventajas de preocuparse, y seleccionan las preocupaciones como una manera de solucionar problemas. También informan que preocuparse les ayuda a evitar los sucesos negativos y es una opción efectiva para aumentar el control (Wells y Carter, 1999). De esa manera se sugiere que tanto las creencias positivas como negativas sobre la preocupación refuerzan positiva y negativamente la tendencia a preocuparse, manteniendo la preocupación (Borkovec, Hazlett-Stevens y Díaz, 1999).

En relación al concepto de preocupación, Freeston et al (1994) desarrollaron el ¿PP?, elaborado a partir de la experiencia clínica de los autores con pacientes con TAG y personas que se preocupan en exceso, así como de ítems formulados por el grupo de trabajo del Estado de Pensilvania. De los 30 ítems originales sólo se conservaron 20, que distinguían entre el grupo que satisfacía o no los criterios del TAG. Tras el análisis exploratorio, la rotación factorial dio lugar a dos factores, el primero se refiere a preocuparse como consecuencias positivas, y el segundo a preocuparse como un modo de evitar que sucedan consecuencias negativas.

Por lo que se refiere a las propiedades psicométricas del ¿PP?, los datos son favorables. Presenta correlaciones significativas con cuestionarios de preocupación (0,58 con PSWQ), ansiedad (0,55 con el BAI) y síntomas depresivos (0,42 con el BDI). Con la escala de Intolerancia hacia la Incertidumbre correlaciona 0,60 y ésta es independiente de la variancia compartida con la ansiedad y el afecto negativo (Freeston et al, 1994).

En un trabajo posterior con una muestra de pacientes con TAG y Trastorno de Pánico con Agorafobia (realizando correlaciones parciales después de controlar el grupo de pertenencia) se encuentran relaciones del ¿PP? de 0,56 con intolerancia hacia la incertidumbre y ausencia de relaciones con: emocionabilidad (síntomas somáticos de TAG), miedo a las sensaciones corporales (BSQ) y a las cogniciones agorafóbicas (ACQ) (Dugas, Marchand y Ladouceur, 2005). Estos resultados avalan la validez discriminante del cuestionario.

En esta investigación se presentan los datos sobre la validación del cuestionario ¿Por qué preocuparse? en una muestra de la población canaria.

Método

Las personas que participaron en esta investigación son 833 de la isla de Tenerife (Canarias), pertenecientes a dos muestras distintas e intervalos de tiempo diferentes. La primera muestra está constituida por 503 personas y la segunda de 330.

Participantes

Tal y como se ha mencionado, el N= 833 personas, de las que 477 (57,1%) eran mujeres y 357 (42,9%) hombres. El rango de edad osciló entre los 18 y 88 años, con una media de 30,02 años, desviación típica de 11,47 y una moda de 23. Con respecto al estado civil el 66% eran solteros, un 28% casados y un 4,3% divorciados/separados, 1,0% eran viudos y el 0,7% eran parejas de hecho. Si tenemos en cuenta el nivel de estudios, un 18,59% poseían estudios de Educación Secundaria Obligatoria, un 20,14% de Bachillerato, un 18,94% de FP y un 42,21% estudios superiores. Transcurridas cinco semanas 97 personas volvieron a cumplimentar el ¿PP? y otros cuestionarios.

Instrumentos

Dimensiones de personalidad

El cuestionario revisado de personalidad de Eysenck (EPQ-R, Eysenck y Eysenck, 1985), empleándose para esta investigación la versión abreviada (EPQ-RS) (versión española T. E. A., 1997).

Variables de proceso

El cuestionario ¿Por qué preocuparse?, ¿PP?) de Freeston, Rhéaume, Letarte, Dugas y Ladouceur (1994). El cuestionario consta de 20 ítems con cinco alternativas de respuesta (1= Nada característico de mí y 5= Extremadamente característico de mí). El objetivo de este cuestionario es localizar núcleos de preocupación y ver cómo se valoran dichos argumentos.

La Escala de Intolerancia hacia la Incertidumbre (IUS) de Freeston, Rhéaume, Letarte, Dugas y Ladouceur (1994). La escala consta de 27, con un coeficiente de consistencia interna de 0,91 y fiabilidad test-retest de 0,78.

El Inventario de Supresión de Pensamientos del Oso Blanco (WBSI) de Wegner y Zanakos (1994). Es un inventario de 15 ítems que miden la tendencia general de las personas a suprimir los pensamientos. Los índices de consistencia interna para el total de la escala es de 0,89 y una fiabilidad test-retest que oscila entre 0,69 y 0,92.

El Inventario de Resolución de Problemas Revisado (SPSI-R) de Maydeu-Olivares y D’Zurrilla (1996). Consta de 52 ítems y evalúa cinco factores de solución de problemas que se agrupan en: 1) orientación positiva al problema; 2) orientación negativa al problema; 3) resolución de problemas racionales, con cuatro subescalas; 4) estilo impulsivo; y 5) estilo evitativo.

Dimensiones psicopatológicas

El Inventario de Ansiedad de Beck (BAI) (Beck, Brown, Epstein y Steer, 1988). El coeficiente de fiabilidad test-retest es de 0,75 y la consistencia interna de 0,92.

El Inventario de Depresión de Beck (BDI) (Beck, Rush, Shaw y Emery, 1979). El coeficiente de fiabilidad test-retest informado por los autores oscila entre 0,65 y 0,72 y la consistencia interna entre 0,81, 0,82 y 0,86.

El Inventario de Preocupación (PSWQ) (Meyer, Miller, Metzger y Borkovec, 1990). Es una escala de 16 ítems que evalúa el rasgo de preocupación. El coeficiente de fiabilidad test-retest es de 0,93 y la consistencia interna de 0,95.

El Cuestionario de Preocupación y Ansiedad (CPA) (Dugas, Freeston, Lachance, Provencher y Ladouceur, 1995). Evalúa TAG mediante 10 ítems, con un índice de consistencia interna de 0,90 y la fiabilidad test-retest de 0,80. El CPA aísla dos factores, emocionabilidad (a= 0,84) (síntomas físicos del TAG) y preocupación (α= 0,86) (Ibáñez et al, 2000).

Procedimiento

Obtención de la muestra: formando parte de las prácticas voluntarias de diversas asignaturas de la licenciatura de Psicología (optativas) de nuestra Universidad, 57 alumnos/as fueron entrenados en la administración de las pruebas antes mencionadas para que desempeñaran el papel de evaluadores. Estos alumnos/as debían posteriormente seleccionar entre ocho y diez personas de su entorno cercano, homogéneamente por género, a los que aplicar la instrumentación. Una vez la persona a evaluar daba su consentimiento informado, se le pedía su participación voluntaria para cumplimentar los cuestionarios.

Análisis estadísticos: para la obtención de la validez de constructo del cuestionario se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) sobre factores principales y rotación (Promax), así como un análisis factorial restrictivo-confirmatorio (AFC), empleándose el procedimiento de máxima verosimilitud del Lisrel 6.4 (Jöreskog y Sörbom, 1983). Para seleccionar el número de factores se realizó la Prueba de Sedimentación (Scree test) y el Análisis Paralelo de Horn (1969), en su forma más simple.

Resultados

Validez de constructo mediante el análisis factorial exploratorio y confirmatorio

Atendiendo a los procedimientos anteriores se retuvieron dos factores, que explicaron el 41,34% de la varianza total. En la tabla 1 se puede observar cómo los ítems del factor uno se agrupan en una dimensión donde la preocupación es un medio que evita o distrae del temor, y parece evaluar una serie de motivos por los que preocuparse estaría relacionado con estrategias de afrontamiento, denominándose preocuparse como estrategia negativa de afrontamiento (PRENA). Por el contrario, en el segundo factor la preocupación tiene un papel activo y positivo (aumenta el control, facilita la resolución de situaciones conflictivas, etc.) donde la persona cree que puede mejorar y aprender, y lo hemos denominado preocuparse como perfeccionismo positivo (PREPP).

Como un paso más para apoyar esta solución, teniendo en cuenta que Freeston y cols. (1994) aislaron una solución muy similar a la que aquí presentamos, tal y como se observa en la tabla 1, pues sólo dos ítems (7 y 15) muestran diferencias, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC), que sugiere la retención de dos factores, en la medida en que los índices de ajuste indican que el modelo monofactorial no explica adecuadamente los datos y los modelos bifactoriales parecen más idóneos, mostrando un ajuste más satisfactorio el menos parsimonioso (bifactorial con saturaciones secundarias).

Fiabilidad entendida como consistencia interna y estabilidad temporal

En la tabla 2 se observa que la consistencia interna del total del cuestionario es satisfactoria (0,91), obteniendo los factores PRENA y PREPP los índices de consistencia interna de 0,86 y 0,85, respectivamente. La fiabilidad test-retest (transcurrido un intervalo temporal de cinco semanas) para el total del cuestionario es de 0,76.

Validez convergente y discriminante con variables sociodemográficas y psicopatológicas

Aunque las creencias sobre la preocupación y el rasgo de preocupación muestran relaciones elevadas, es plausible que sean constructos distintos. Así, constantemente se han publicado diferencias en función del género y la edad, en el rasgo de preocupación, depresión y ansiedad, donde las mujeres y las personas de más edad obtienen puntuaciones más elevadas. Sin embargo, tal como se observa en la tabla 3, se encuentran relaciones estadísticamente significativas en las variables psicopatológicas antes mencionadas, excepto en creencias sobre la preocupación y sus dos factores, confirmando la independencia de los constructos. Si tenemos en cuenta las dimensiones psicopatológicas se observa cómo PRENA muestra los coeficientes de correlación más elevados con BAI-ansiedad, BDI-depresión y PSWQ-rasgo de preocupación, que PRECP, existiendo diferencias estadísticamente significativas (una vez transformados los coeficientes de correlación en puntuaciones z) entre el factor uno y la puntuación total del cuestionario, con PREPP.

Los resultados que se exponen a continuación son análisis de regresión múltiple tomando como predictoras las once variables/dimensiones evaluadas (excepto CPA, que es reemplazado, por su contenido más cognitivo, por el PSWQ) mediante cuestionario y como variables a predecir los dos factores del ¿PP? y la puntación total de éste. Se ha empleado el método paso a paso con la finalidad de maximizar el conocimiento de la contribución relativa de cada variable/dimensión.

En la tabla 4 observamos los datos de análisis de regresión sobre el factor de PRENA. Como puede observarse, cuatro de las once dimensiones entran a formar parte de la predicción de la puntuación, alcanzándose una explicación de la varianza común del 64%. De acuerdo con la contribución relativa, es la intolerancia hacia la incertidumbre (IUS), como era predecible, la que contribuye en mayor medida a la predicción, siguiéndole PSWQ, estilo evitativo de resolución de problemas y neuroticismo.

Este mismo procedimiento se aplicó para el factor de PREPP. En la tabla 5 se resume el análisis de regresión. En este caso, también la intolerancia hacia la incertidumbre es la que más contribuye a la ecuación de regresión, seguida de resolución de problemas racionales y supresión de pensamientos. La varianza común total se queda en una R² de 0,41 (frente a 0,64 para PRENA), lo que indica que, en este caso, siendo significativas las contribuciones de las variables incluidas en el modelo, su peso explicativo es algo inferior al realizado en el primer factor, pues existen diferencias estadísticamente significativas (p≤.001) entre los porcentajes explicativos por cada factor.

Para la puntuación total del ¿PP?, tanto los componentes de la función como su capacidad explicativa son algo similares al primer factor, aunque con algunas variaciones. En este caso, tres son las variables que entran a formar parte de la ecuación de regresión, realizando una vez más la mayor contribución a la función IUS, seguida de rasgo de preocupación y supresión de pensamientos, explicando un 57% de la varianza.

Resumiendo los resultados de los análisis de regresión destaca el papel central de la intolerancia hacia la incertidumbre, en la predicción de los dos factores y del total del cuestionario, pero si atendemos a los demás componentes y en el caso del primer factor se incluye el rasgo de preocupación, seguido de un estilo evitativo de resolución de problemas y neuroticismo, de tal forma que estaríamos hablando de creencias disfuncionales o negativas ante incertidumbre. Por el contrario, el segundo factor hablaría de creencias funcionales o positivas, dado que ante la misma incertidumbre hay una resolución racional de la situación problema.

Dado que disponíamos de una muestra de retest, otro tipo de análisis que realizamos es el de coeficientes de correlación entre el tests y el retest. En la tabla 6 observamos las correlaciones de orden cero, donde el coeficiente de correlación es más elevado entre el PP-test y CPA-preocupación (retest), por el contrario, entre CPA-preocupación (tests) y el ¿PP?-retests la correlación es menor, existiendo diferencias estadísticamente significativas entre ambos coeficientes.

En cuanto a las correlaciones parciales, controlando el efecto de IU y el BDI, se observan relaciones algo similares, aunque una disminución en el coeficiente de correlación entre el PP-tests y CPA-preocupación (retests) (0,21, no estadísticamente significativa), y entre CPA-preocupación (tests) y PP (retest) es de 0,08.

En todo caso, estos resultados, tentativamente, nos indicarían que las creencias sobre la preocupación podrían ser las responsables del mantenimiento, aunque no causales, de la preocupación.

Discusión

El cuestionario ¿Por qué preocuparse? es un instrumento diseñado para evaluar los motivos que tienen las personas que se preocupan en exceso para preocuparse, y donde esas creencias mantienen las preocupaciones tanto por reforzamiento positivo como negativo, retroalimentando de esa manera las primeras (Freeston et al, 1994).

La adaptación española del ¿PP? presenta propiedades psicométricas satisfactorias, con índices de consistencia interna y fiabilidad tests-retests similares a los encontrados por los autores. En cuanto a la validez convergente, si bien observamos relaciones del género y la edad con ansiedad, depresión y rasgo de preocupación; las creencias sobre la preocupación muestran ausencia de relaciones con las variables sociodemográficas antes mencionadas, señalando que la metacognición es un constructo independiente. Sin embargo, las relaciones con variables psicopatológicas son algo más elevadas que las informadas por Freeston et al (1994), aunque ellos ofrecen datos sólo de la puntuación total del cuestionario, que podrían estar ponderadas a favor del primer factor, tal y como nosotros hemos encontrado.

El cuestionario posee una adecuada validez diferencial en la medida en que la puntuación total del ¿PP? y sus dos factores va a diferenciar a las personas que se preocupan en exceso de las que no se preocupan, y a las personas con puntuaciones altas y bajas en TAG. La correlación elevada entre ¿PP? y PSWQ-rasgo de preocupación está mediada por la intolerancia hacia la incertidumbre y por el afecto negativo, en la línea de lo sugerido por los autores.

Aunque la relación entre los dos factores aislados por el ¿PP? es elevada, existen diferencias tanto cualitativas como cuantitativas atendiendo a las variables predictoras. La variable de proceso que entra siempre en primer lugar en la ecuación de regresión para la explicación de las metacogniciones en su conjunto es la intolerancia hacia la incertidumbre, que es un factor de vulnerabilidad cognitiva causal de las preocupaciones excesivas de acuerdo con el modelo propuesto por Dugas (Dugas et al, 1998). Sin embargo, existen diferencias en la contribución relativas de los otros procesos, así preocuparse como estrategia negativa de afrontamiento, además de intolerancia hacia la incertidumbre antes mencionada, interviene el rasgo de preocupación, estilo evitativo de resolución de problemas y neuroticosmo, Por el contrario, en preocuparse como perfeccionismo positivo, contribuye resolución de problemas racionales y evitación cognitiva. Ello estaría indicando, tal y como hemos mencionado, que el primer factor sería una metacognición disfuncional o negativa, y el segundo una metacognición funcional o positiva. En este sentido, esta denominación es, en cierta medida, coherente con el papel que desempeña la preocupación, pues nos podemos encontrar con preocupaciones adaptativas, que están orientadas hacia la resolución del problema y dan lugar a la conducta centrada en el problema, y las desadaptativas, que generan un rango repetitivo de resultados negativos en los que la persona intenta generar soluciones de afrontamiento hasta que alcanza alguna meta interna (Wells y Mattews, 1994).

Es factible que esas sean las dos funciones que podríamos decir que tiene la preocupación, de tal manera que es posible que las personas con preocupaciones excesivas puntúen alto en el primer factor pero no forzosamente lo hagan en el segundo. Así, ambos factores se compensarían en la puntuación total del cuestionario, disminuyendo la relevancia de las creencias sobre la preocupación, no sólo en el TAG, sino en otras variables/dimensiones psicopatológicas. Este resultado aparentemente contradictorio se podría explicar por la función adaptativa inicial de las preocupaciones para resolver un problema, pero a medida que éste se perpetúa se retroalimentan las estrategias negativas de resolución de problemas e incrementan la intolerancia hacia la incertidumbre por la irresolución del problema, originando un incremento de la preocupación y consecuentemente un mayor incremento de las creencias sobre la preocupación.

Futuras investigaciones deben dirigirse al estudio de las propiedades psicométricas del cuestionario en población clínica y su posible efecto diferencial tras una intervención terapéutica, es decir, si modificando las creencias sobre la preocupación se van a cambiar las preocupaciones en sí mismas.

Agradecimientos

Nuestro más sincero agradecimiento al profesor Michel Dugas y su equipo de la Universidad de Laval, Québec, por facilitarnos y permitirnos la utilización de sus cuestionarios y escalas. Por otro lado, quisiéramos agradecer también las oportunas y valiosas sugerencias de los revisores y del Director Asociado para mejorar el trabajo que aquí se presenta. Parte de este trabajo fue subvencionado por el Vicerrectorado de Investigación y Postgrado de la Universidad de La Laguna.

American Psychiatric Association (2000). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (DSM-IV-TR.). Washington. APA (trad., Barcelona, Masson, 2000).

Barberá, E.H. y Cala, C.M.J. (2004). Creencias estereotipadas sobre ciclicidades. Psicothema, 16, 14-21.

Beck, A.T., Brown, G., Epstein, N. y Steer, T.A. (1988). An inventory for measuring clinicial anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and clinical Psychology, 56, 893-897.

Beck, A.T., Rush, A.J., Shaw, B.F. y Emery, G. (1979). Cognitive therapy of depression. Nueva York: Guilford Press (trad. Bilbao, DDB, 1983).

Borkovec, T.D., Hazlett-Stevens, H. y Díaz, M.L. (1999). The role of positive beliefs about worry in generalized anxiety disorder and its treatment. Clinical Psychology and Psychotherapy, 6, 126-138.

Borkovec, T.D., Ray, W.J. y Stöber, J. (1998). Worry: a cognitive phenomenon intimately linked to affective, physiological and interpersonal behavioral processes. Cognitive Therapy and Research, 22, 561-576.

Camacho, M.L. y Anarte, M.R. (2003). Creencias, afrontamiento y estado de ánimo deprimido en pacientes con dolor crónico. Psicothema, 14, 464-470.

Capafons, A. (2001). Tratamientos psicológicos eficaces para la ansiedad generalizada. Psicothema, 13, 442-446.

Dugas, M.J., Freeston, M.H., Lachance, S., Provencher, M. y Ladouceur, R. (1995). The «Worry and anxiety questionnaire»: initial validation in non-clinical and clinical samples. Comunicación presentada en la Reunión Anual de la Association for the Advancement of Behavior Therapy. Washington, D. C.

Dugas, M., Gagnon, F., Ladouceur, R. y Freeston, M. (1998). Generalized anxiety disorder: a preliminary test of a conceptual model. Behaviour Research and Therapy, 36, 215-226.

Dugas, M., Marchand, A. y Ladouceur, R. (2005). Further validation of a cognitive-behavioral model of generalized anxiety disorder: diagnostic and symptom specificity. Journal of Anxiety Disorder, 19, 329-343.

Echeburúa, E. (1993). Ansiedad crónica: evaluación y tratamiento. Madrid: Eudema.

Eysenck, H.J. y Eysenck, S.B.G. (1985). Cuestionario de Personalidad para Adultos (EPQ-R). Tea Ediciones: Madrid.

Fernández, M.R. y Fernández, R.C. (2001). Factores asociados a preocupación hipocondríaca en pacientes de un centro de salud de atención primaria. Psicothema, 4, 659-670.

Freeston, M.H., Rhéaume, J., Letarte, H., Dugas, M.J. y Ladouceur, R. (1994). Why do people worry?. Personality and Individual Differences, 17, 791-802.

González, M., Peñate, W.,Bethencourt, J.M. y Rovella, A. (2004). La predicción del trastorno de ansiedad generalizada en función de variables de procesos. Psicología y Salud, 14, 179-188.

Gutiérrez, J.M. y Arbej, J.S. (2005). Alexitimia y amplificación somatosensorial en el trastorno de pánico y en el trastorno de ansiedad generalizada. Psicothema, 17, 14-19.

Horn, J.L. (1965). A rationale and technique for estimating the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 30, 179-185.

Ibáñez, I., González, M., Fernández-Valdés, A., López-Curbelo, M., Rodríguez, M. y García, C.D. (2000). El Cuestionario de Preocupación y Ansiedad: un instrumento para la evaluación del trastorno de ansiedad generalizada. Ansiedad y Estrés, 6, 203-221.

Jöreskog, K.G. y Sörbom (1983). LISREL VI. User’s guide. Chicago, National Educational Resources.

Maydeu-Olivares, A. y D’zurilla, T. (1996). A factor analysis of the social problem-solving inventory using polychoric correlations. European Journal of Psychological Assessment, 11, 98-107.

Menin, D.S., Heimberg, R.G., Turk, C.L. y Fresco, D.M. (2002). Applying an emotion regulation framework to integrative approaches to generalized anxiety disorder. Clinical Psychological Science and Practice, 9, 85-90.

Meyer, T.J., Miller, M.L., Metzger, R.L. y Borkovec, T.D. (1990). Development and validation of the Penn State Worry Questionnaire. Behavior Research and Therapy, 28, 487-495.

Roemer, L. y Borkovec, T. (1993). Worry: undwanted cognitive activity that controls unwanted somatic experience. En D. Wegner y J. Pennebaker (eds.): Handbook of mental control. Englewood Cliffs, Nueva Jersey: Prentice-Hall.

Tallis, F., Davey, G.C.L. y Capuzzo, N. (1994). The phenomenology of non-pathological worry: a preliminary investigation. En G.C.L. Davey y Tallis (eds.): Worrying: perspectives on theory, assessment and treatment (pp. 61-89). New York: Wiley.

Wells, A. y Carter, K. (1999). Preliminary tests of a cognitive model of generalized anxiety disorder. Behaviour Research and Therapy, 37, 585-594.

Wells, A. y Matthews, G. (1994). Attention and emotion. A clinical perspective. Hove, UK: Erlbaum.

Wegner, D.M. y Zanakos (1994). Chronic thought suppression. Journal of Personality, 62, 615-640.