Introducción

La intervención psicológica en situaciones de crisis se orienta y estructura a partir de una valoración inicial en la cual se evalúa rigurosa y exhaustivamente el nivel de intensidad de la crisis psicológica. En la mayoría de los casos el psicólogo realiza aquella evaluación exclusivamente a través de la entrevista clínica y por ello incluir en la evaluación la aplicación de instrumentos tendría varias ventajas: se justificaría la intervención a partir de un soporte empírico, facilitaría la remisión a los servicios de urgencia (^{Lewis & Roberts, 2001}) e incluso fortalecería el mismo proceso de evaluación ya que en ciertas ocasiones el psicólogo no cuenta con el tiempo suficiente para realizar una entrevista exhaustiva.

Ahora bien, la evaluación inicial permitirá detectar si la persona manifiesta un nivel de estrés habitual o si por el contrario manifiesta un nivel de estrés severo. Según ^{Lazarus y Folkman (1984)} en su modelo transaccional del estrés cuando se presenta una situación estresante o demandante, la persona realiza un proceso de evaluación cognitiva compuesta por una valoración primaria en la que establece si la situación es relevante/irrelevante y si es positiva/negativa; y también realiza una valoración secundaria en la que evalúa de manera global su capacidad para manejar el evento estresante ^{(Lazarus & Folkman, 1984}; ^{Newness, 2011}). Posterior a la evaluación cognitiva y a las experiencias psicofisiológicas resultantes del estrés, se despliegan las respuestas de afrontamiento (^{Goh, Sawang, & Oei, 2010}; ^{Velichkovsky, 2009}; ^{Matthieu & Ivanoff, 2006}).

Desde este modelo, tanto la potencia del evento para generar estrés como la evaluación subjetiva que realiza la persona de la situación estresante, influyen de manera importante en sus respuestas emocionales, cognitivas y comportamentales (^{Buceta & Bueno, 2001}). Por consiguiente, la respuesta de estrés de una persona frente a la privación de la luz o frente a la pérdida de un empleo, no depende únicamente de las características del evento ni tampoco de la forma en que el individuo interpreta la situación, puesto que el estrés resulta del proceso de interacción de estos dos componentes (^{Landero & González, 2006}; ^{Miller & Mccol, 2003}).

Aunque la definición tradicional de la crisis psicológica es que ésta consiste en “un estado temporal de trastorno y desorganización, caracterizado principalmente por la incapacidad del individuo para abordar situaciones particulares utilizando métodos acostumbrados para la solución de problemas” (^{Slaikeu, 1988}, p.11), según ^{Flórez y Gantiva (2012)} desde el modelo del doble procesamiento centrado en control del daño y el control del estado emocional, es posible conceptualizar que un componente esencial de las crisis psicológicas es un estado de estrés severo. Así, el evento desencadenante es interpretado por la persona en la valoración primaria como un suceso potencialmente generador de daño severo. Comúnmente son eventos que se consideran extremos desde la perspectiva individual, el individuo no cuenta con una historia de aprendizaje que le permita afrontar eficazmente la situación (^{Dattilio & Freeman, 2007}) y por ende se presentan sentimientos de indefensión, ideas catastróficas y estrategias de afrontamiento centradas sobre la emoción, huida o evitación (^{Salazar, Caballo, & González, 2007}).

Si bien la evaluación de la crisis es fundamental para identificar aquellos aspectos que hay que tener en cuenta en la intervención psicológica, una de las dificultades presentes es la escasez de instrumentos para evaluar específicamente el estado de crisis. Por esta razón se han utilizado en mayor medida instrumentos de medición del estrés y de la letalidad a pesar de que no sean los únicos componentes que se requieren evaluar en los casos de crisis. Además, suelen ser instrumentos de tipo heteroaplicado ya que como plantea ^{Bonynge y Thurber (2008)} se ha considerado por largo tiempo que los altos niveles de activación fisiológica y emocional de los pacientes o usuarios en crisis alteran su capacidad para dar respuesta a los cuestionarios; sin embargo, no siempre este es el caso y es necesario re-evaluar la pertinencia y validez empírica de esta creencia en el ámbito clínico (^{Lewis, 2005}).

En Latinoamérica se han utilizado en mayor medida pruebas de medición del estrés como la “Escala de Estrés Percibido” (Perceived Stress Scale “PSS”; ^{Cohen, Kamarck, & Mermelstein, 1983}) la cual evalúa el nivel de estrés durante el último mes. Fue adaptada y validada en España por ^{Remor (2006)} arrojando un coeficiente alfa total de 0,81 y también fue validado en México por ^{González y Landero (2007)} arrojando un coeficiente de 0,83. Asimismo se han utilizado instrumentos enfocados en medir el nivel de riesgo de la crisis psicológica, particularmente el riesgo de presentar comportamientos suicidas.

Dentro de los instrumentos más utilizados se encuentra la “Escala de ideación Suicida” (Escale for Suicide Ideation, SIS; ^{Beck, Kovacs, & Weissman, 1979}) la cual busca determinar las características y actitudes hacia la vida/muerte, los pensamientos de suicidio y las características de los posibles intentos suicidas. Esta prueba fue adaptada y validada por ^{Córdova y Rosales (2012)} en la ciudad de México, pero los resultados indicaron confiabilidad aceptable pero una validez de constructo deficitaria. También se encuentra el “Inventario de Ideación Suicida Positiva y Negativa (Positive and Negative Suicidal Ideation - PANSI; ^{Osman, Gutiérrez, Kopper, Barrios, & Chiros, 1998}), el cual evalúa los pensamientos suicidas y los factores de protección ante el suicidio. Este instrumento ha sido adaptado y validado por ^{Villalobos (2009)} en una muestra colombiana de estudiantes, resultando un alfa de .89.

Respecto a la utilización de instrumentos de evaluación de síntomas en crisis psicológicas en el contexto internacional, se encontraron dos instrumentos que no han sido adaptados al idioma español: el primero es el “Instrumento residente de evaluación de la salud mental” (The Resident Assessment Instrument-Mental Health, RAI-MH, 1996), compuesto por una serie de protocolos con un estándar mínimo de confiabilidad y validez, aplicados por el profesional de la salud para evaluar síntomas, relaciones interpersonales, nivel de riesgo y el sistema de apoyo (^{Hirdes et al., 2002}). El segundo, el “Sistema de evaluación triage” (Triage Assessment System, TAS; ^{Myer, Williams, Ottens, & Smith, 1992}) el cual tiene el objetivo de valorar respuestas afectivas, percepciones cognitivas y conductas de afrontamiento en una situación de crisis. En algunos estudios se han sugerido limitada fiabilidad y validez y no ha sido validado en una muestra clínica (^{Bonynge & Thurber 2008}; ^{Lewis & Roberts, 2002}).

Dentro de la revisión de instrumentos que evalúan específicamente el estado de crisis desde un modelo teórico, se encontró la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (Crisis State Assessment Scale, CSAS; ^{Lewis, 2005}). Esta escala se perfila como una alternativa viable para la medición de las crisis psicológicas por varias razones: es una prueba de rápida aplicación debido a su corta longitud y sencillez, es autoaplicada lo que permite realizar una evaluación más precisa de la crisis, se puede aplicar en contextos grupales o masivos, tiene un soporte teórico sólido desde la teoría transaccional del estrés (^{Lazarus & Folkman, 1984}) el cual posibilita argumentar la interpretación de la prueba y además tiene un valor agregado importante al permitir identificar cuál es el evento precipitante de la crisis.

El objetivo general del presente estudio fue adaptar la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (^{Lewis, 2005}) en una muestra de estudiantes colombianos de educación superior. Para lograr esto se establecieron los siguientes objetivos específicos: 1) Traducir al idioma español la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (^{Lewis, 2005}); 2) Determinar la validez de la” Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (^{Lewis, 2005}); 3) Evaluar la validez concurrente de la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (^{Lewis, 2005}) con la “Escala de Estrés Percibido” (Perceived Stress Scale PSS; ^{Cohen et al., 1983}); 4) Determinar la confiabilidad de la” Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (^{Lewis, 2005}); y 5) Estimar los datos normativos para la interpretación de la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (^{Lewis, 2002}) para su uso en Colombia.

Método

Resultados

Se realizó un análisis preliminar de la fiabilidad de la versión adaptada de la Escala con la muestra piloto independiente (n = 129); se evidenció un buen comportamiento psicométrico al mostrar un alfa de Cronbach de .84 respecto a la escala global, un alfa de .80 respecto a la primera subescala “Percepción del evento estresante” y un alfa de .74 respecto a la segunda subescala “Problemas percibidos de afrontamiento”. Además, el análisis de la validez concurrente arrojó un coeficiente de correlación de Pearson de .65 entre la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” y la “Escala de Estrés Percibido”.

Gracias a estos resultados se procedió a recolectar otra muestra diferente para la validación y a realizar el análisis de datos final del estudio (n = 648). Inicialmente se analizaron los estadísticos descriptivos de la escala y de sus respectivas subescalas. El puntaje de cada individuo en la escala total corresponde a la suma de todos los ítems divididos entre 10, y el puntaje en sus subescalas corresponden a la suma de sus respectivos cinco ítems dividido entre cinco. La subescala “Percepción del evento estresante” tuvo una media de 3.62 (DE = 1.37), Subescala “Problemas percibidos de afrontamiento” tuvo una media de 3.28 (DE = 1.24), mientras que la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” tuvo una media de 3.45 (DE = 1.19)

En segundo lugar, se realizó la evaluación de la confiabilidad de la prueba mediante el cálculo del coeficiente alfa de Cronbach, arrojando un valor alfa de .88 en la escala total. Este valor indica un buen nivel de consistencia interna según los criterios planteados por ^{George y Mallery (2003)}. El mismo procedimiento arrojó un alfa de .83 en la primera subescala “percepción del evento estresante” y un alfa de .79 en la segunda subescala “problemas percibidos de afrontamiento”.

En tercer lugar, se calcularon las correlaciones ítem-total corregidas. Se encontró que las correlaciones de los primeros nueve reactivos con el total de la Escala fueron significativas (p < .05) y oscilan entre .47 (ítem 1) y .70 (ítem 8) lo cual indica, según los planteamientos de ^{Cohen (1988)} sobre los valores de correlación, que las puntuaciones de estos ítems presentan una correlación de moderada a alta con el puntaje global de la Escala. Sin embargo, el ítem número 10 presenta una correlación baja (.25) pero significativa (p < .05). También se calculó el alfa total en el caso de excluirse el reactivo analizado y se halló que el valor del alfa no mejora significativamente con la eliminación de ninguno de los elementos, excepto con la eliminación del ítem 10, cuya eliminación dejaría el alfa del total de la escala en .89. Estos datos de los reactivos se resumen en la Tabla 1.

En cuarto lugar, se evaluó la validez concurrente de la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” con la “Escala de Estrés Percibido” mediante el análisis de las correlaciones bivariadas de Pearson. Los resultados sugieren que existe una fuerte correlación entre los resultados de las dos pruebas (r = .70, p < .001).

En quinto lugar, debido a que el estudio original de ^{Lewis (2005)} no reportó análisis factoriales exploratorios sino sólo confirmatorios, se consideró pertinente realizar los análisis exploratorios para estimar la varianza total explicada para la versión adaptada, identificar la dimensionalidad de la prueba y conocer también el comportamiento de las cargas factoriales de los reactivos. Para asegurar la viabilidad de un análisis factorial, se realizó una prueba de KMO que arrojó un valor de 0,91 y también se realizó la prueba de esfericidad de Barlett la cual arrojó un Chi cuadrado de 2685 (gl = 45, p < .001).

Dado que estos valores indicaron la adecuación de los datos, se realizó el análisis factorial de la prueba mediante la técnica de ejes principales con rotación promax, el criterio de escogencia de una rotación oblicua se sustentó con un argumento de tipo conceptual desde la teoría transaccional del estrés de ^{Lazarus y Folkman (1984)} donde los procesos cognitivos de evaluación primaria (percepción del evento) y evaluación secundaria (percepción de los recursos de afrontamiento) se presumen relacionados. Se encontró una estructura bifactorial que explica el 60% de la varianza común.

En concordancia con los planteamientos de la autora de la prueba, el factor uno corresponde a la subescala de “percepción del evento estresante” explicando el 48.87% de la varianza y el factor dos corresponde a la subescala “problemas percibidos de afrontamiento” explicando el 11.21%. Para identificar la pertenencia de cada ítem a algún factor, se utilizó el criterio de mayor carga factorial superior a .40 sobre la matriz de configuración que ilustra los pesos relativos en el análisis factorial oblicuo (^{Pérez & Medrano, 2010}). Como se puede identificar en la Tabla 2, todos los reactivos cargan con un peso superior a .40, exclusivamente en el factor teórico correspondiente; lo cual permite ubicar a los reactivos de manera congruente con la teoría transaccional del estrés, desde donde se sustentó la construcción de la prueba. Además, las cargas factoriales en la matriz de estructura permiten inferir que los factores se encuentran probablemente relacionados entre sí; hecho que se verifica finalmente según la correlación significativa entre el factor 1 y el factor 2 con un r = .74, p = .01.

Posteriormente se procedió a realizar una serie de análisis factoriales confirmatorios para determinar cuál modelo tiene mejores índices de ajuste. Se probó un modelo unifactorial con todos los ítems, un modelo de dos factores correlacionados, según las dos subescalas que componen en constructo, y un modelo final de dos factores de primero orden (las dos subescalas que componen el constructo) y un factor de segundo orden (el constructo general). Como se puede ver en la Tabla 2, los mejores índices de ajuste entre los datos empíricos y los modelos teóricos probados, corresponde al modelo que postula que existen dos factores de primer orden (Percepción del Evento Estresante “PEE” y Problemas Percibidos de Afrontamiento “PPA” que estarían explicados por un factor emergente de segundo orden que correspondería al constructo del Estado de Crisis “EEEC”. Los diversos índices de ajustes de los modelos analizados se describen en la Tabla 3 y la estructura factorial del modelo con mejor ajuste se puede observar en la Figura 1.

Figura 1 Modelos Factorial Confirmatorio de la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (EEEC). Modelo con Dos Factores de Primer Orden y Un Factor de Segundo Orden 

Finalmente, con el propósito de guiar la interpretación normativa de la Escala de Evaluación del Estado de Crisis “EEEC”, se procedió a la construcción de una tabla de percentiles y de conversión de las puntuaciones directas a puntuaciones Z y T equivalentes.

Además de la tabla de interpretación global de la prueba (Tabla 3), se construyó una tabla por cada una de las subescalas ya que la escala está construida de manera tal que es posible calificarlas e interpretarlas por separado, información que será útil para aquellos casos que arrojen puntuaciones diferenciales en las subescalas. Por ejemplo, al encontrar puntuaciones ubicadas en diferente rango percentil y significativamente más altas en la subescala de percepción del evento, sugeriría de manera preferente estrategias de intervención orientadas a la re-evaluación cognitiva y la re-estructuración cognitiva; mientras que puntajes significativamente más altos en la escala de problemas percibidos de afrontamiento indicaría el uso estrategias de intervención orientadas a reestablecer el afrontamiento efectivo, promover la resolución directa de problemas y la acción comportamental.

Teniendo en cuenta que en el artículo original de la prueba no se reportan baremos de interpretación, en el presente artículo se construyeron tablas para guiar la interpretación, las cuales sugieren que a mayor puntuación total en la escala indicaría mayor nivel de estrés y a partir del percentil noventa problemas clínicamente significativos. Los puntajes totales ubicados en los percentiles 90, 95 y 99 sugieren estado de crisis psicológica con respuestas de estrés severo, lo cual podría generar dificultades importantes en el afrontamiento de la situación demandante; tales como alteraciones emocionales clínicamente significativas asociadas al estrés, alteraciones estado de ánimo y la utilización de estrategias de afrontamiento negativas e ineficaces. No obstante, es necesario que se corrobore estas hipótesis a través de la entrevista clínica u otras estrategias para evaluar las manifestaciones cognitivas, emocionales y conductuales de las personas que se ubican en aquellos percentiles. Para los demás rangos percentiles se propone que entre los percentiles 89-75 se consideré el nivel de estrés como alto, 74-26 como estrés moderado y entre 25 a 1 como estrés bajo.

En anterior se puede observar que para el análisis de las subescalas se proponen los rangos percentiles discriminados por cuartiles: el primer cuartil son las puntuaciones bajas; el segundo y tercer cuartil son las puntuaciones medias; el cuarto cuartil, donde se encuentran las puntuaciones de relevancia clínica, se sub-dividió en puntuaciones medio altas y significativamente altas a partir del percentil noventa. A cada rango percentil así obtenido, se le confirió un significado ordinal semántico a partir del factor medido, las categorías se presentan en la Tabla 7.

Discusión

El análisis estadístico indica que la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” (EEEC; Crisis State Assessment Scale, CSAS; ^{Lewis, 2005}) posee adecuadas propiedades psicométricas para ser utilizada en la población colombiana ya que arrojó un coeficiente de fiabilidad de la Escala global de .88 y el análisis de los ítems mostró que todos presentan una correlación significativa con el puntaje global.

Además, la evaluación de la validez concurrente señaló que la Escala de Estrés Percibido correlacionó de manera significativa con la escala estudiada, lo cual concuerda con la conceptualización teórica de ^{Flórez y Gantiva (2012)} donde la crisis psicológica involucra como uno de sus componentes esenciales un estado de estrés severo. En cuanto a la validez de constructo evaluada bajo el análisis factorial exploratorio de ejes principales con rotación promax, se halló que la estructura factorial concuerda con dos dimensiones muy bien definidas identificadas también en el artículo original por ^{Lewis (2005)}, con una muy buena medida de adecuación muestral y una varianza común explicada que supera el criterio de calidad de al menos el 50% de covarianza explicada (^{Pérez & Medrano, 2010}). Lo anterior sugiere que efectivamente existen dos constructos relacionados que explican los datos y que corresponden a los conceptos de la teoría transaccional del estrés de ^{Lazarus y Folkman (1984)} sobre la cual se fundamenta el instrumento evaluado.

Con el fin de contrastar la estructura factorial y verificar el modelo de mejor ajuste se realizó el análisis factorial confirmatorio encontrándose que efectivamente un modelo de dos factores de primer orden, Percepción del Evento Estresante y Problemas Percibidos de Afrontamiento, más un factor emergente de segundo orden de Estado de Crisis explicó mejor los datos; lo anterior significa que se respaldó sólidamente con evidencia empírica tanto la teoría transaccional del estrés (^{Lazarus & Folkman, 1984}) como la estructura bifactorial de la prueba.

Asimismo, cabe anotar que el coeficiente de fiabilidad de la sub escala “problemas percibidos de afrontamiento” arrojó un coeficiente de confiabilidad aceptable (.79) pero menor en comparación del coeficiente reportado por ^{Lewis (2005)} en el artículo original (.84). Se sugiere revisar en posteriores estudios particularmente el ítem número 10, puesto que este ítem “invertido” presentó correlación estadísticamente significativa, pero con bajo valor tanto con la escala global como con la subescala a la que pertenece (r = .25 y .29 respectivamente).

La limitación principal del presente estudio es la utilización de la estrategia de muestreo por conveniencia, puesto que a pesar de que el tamaño de la muestra fue amplio no fue una muestra seleccionada aleatoriamente, generando así sobrerrepresentación de estudiantes de niveles superiores (la mayoría cursando formación técnica) y de jóvenes pertenecientes principalmente a la ciudad de Tunja, seguido de ciudades del departamento del Meta y de la ciudad de Bogotá. Debido a estas limitaciones de representatividad de la muestra en cuanto a la escolaridad, la edad y la ubicación geográfica, los resultados no pueden generalizarse; por lo cual se recomienda un uso prudente de las tablas de interpretación entendiendo en todo caso que la escala es un instrumento de tamizaje y no reemplaza el diagnóstico de un profesional experto.

Otra limitación consiste en que el presente estudio no se trazó como objetivo analizar y revisar la sección de la prueba en que se solicita la descripción de los eventos estresantes. Es oportuno en posteriores investigaciones revisar este aspecto para lograr una mayor claridad respecto a cuáles situaciones suelen vincularse con estados de crisis de manera más significativa. A causa de las limitaciones mencionadas anteriormente, la presente investigación propone algunos retos para futuras investigaciones psicométricas sobre este prometedor instrumento de evaluación del estado de crisis: evaluar el efecto de una actitud distorsionadora frente el instrumento y una propuesta definitiva de normas de interpretación para la población colombiana.

Pese a estas limitaciones, el presente estudio muestra que la “Escala de Evaluación del Estado de Crisis” diseñada por ^{Lewis (2005)} se perfila como una alternativa confiable de medición del grado e intensidad de las crisis psicológicas, con características psicométricas muy similares a las del estudio original. Fortalecer la evaluación de la intensidad de la crisis psicológica utilizando instrumentos psicométricos como la Escala de Evaluación del Estado de Crisis “EEEC” es indispensable para brindar una atención oportuna y pertinente en el ámbito de la salud mental; así, se aumentaría la probabilidad de detectar aquellos casos que requieren una intervención inmediata o que representan una urgencia psicológica, por ejemplo, en una lista de espera institucional. También es posible usar la escala en una evaluación rápida tipo triage psicológico especialmente cuando se requiera evaluar un probable estado de crisis para un gran volumen de usuarios que hayan sido expuestos a un estresor común, como lo que puede ocurrir en una catástrofe, terremoto, inundación, exposición a combate, desplazamiento forzado, exposición a estresor de alto impacto, etcétera.