Tabla 1 Tabla 1 Características sociodemográficas de los participantes. Nota.

Edad media (M) = 24 años.

La muestra del estudio estuvo compuesta por 185 participantes, con una edad media de 24 años reflejando una población predominantemente joven. En la distribución por género, se observó una ligera predominancia femenina: 55,7 % mujeres (n = 103) frente a 44,3 % hombres (n = 82). Respecto al estado civil, la inmensa mayoría se identificó como soltero (90 %, n = 168), seguido por casados (8,6 %, n = 16) y divorciados (0.5 %, n= 1).

En cuanto al estrato socioeconómico, la distribución evidenció una concentración en niveles medios-bajos: 31,3 % estrato 2 (n = 57), 43,7 % estrato 3 (n = 81), y 23,7 % estrato 4 (n = 44). Destaca la ausencia de participantes de estrato 1 y una minoría en estrato 5 (1,6 %, n = 3). Sobre el nivel de escolaridad, predominó el perfil universitario (82,1 %, n = 152), mientras solo el 17,8 % (n = 33) reportó tener únicamente bachillerato finalizado.

Por otro lado, 45,9 % (n = 85) de los participantes reportó como antecedente haber recibido un diagnóstico previo de depresión por parte de un profesional de la salud, contrastando con el 54,9 % (n = 100) que indicó no tener un diagnóstico, lo que refleja un perfil mixto en la muestra. Cabe señalar que, entre quienes reportaron tratamiento para salud mental, 67 % (n = 124) no recibía intervención alguna, 15,6 % (n = 29) usaba medicación psiquiátrica, 11,8 % (n = 22) se encontraba en tratamiento psicológico y 5,4 % (n = 10) combinaba ambas modalidades.

Tabla 2 Tabla 2 Niveles de sintomatología depresiva según el cuestionario PHQ-9 Nota.

M = 12.1 (DE = 2.41). Rango de puntuación del PHQ-9: 0-4 = depresión mínima, 5-9 = depresión leve, 10-14 = depresión moderada, 15-19 = depresión moderadamente grave y 20-27 = depresión grave.

Respecto a la tabla 2, se puede identificar que el 77,2 % de la muestra presentó niveles de sintomatología depresiva moderada, el 16,2 % leve y el 6,4 % moderadamente grave. No se presentan participantes en las categorías mínima ni grave.

Tabla 3 Tabla 3 Cuestionario TCI. Creencias irracionales. Nota.

Media del total de puntuaciones del TCI: M = 124,5 (DE = 12.0, rango = 85 - 165). La clasificación de las puntuaciones en niveles (bajo, medio y alto) se estableció a partir de los baremos percentiles de la validación colombiana del TCI. Los rangos utilizados fueron: necesidad de aprobación, bajo ≤ 17, medio entre 18 y 21 y alto ≥ 22; altas auto expectativas, bajo ≤ 8, medio entre 9 y 11 y alto ≥ 12; culpabilización, bajo ≤ 13, medio entre 14 y 19 y alto ≥ 20; indefensión ante el cambio, bajo ≤ 19, medio entre 20 y 25 y alto ≥ 26; evitación de problemas, bajo ≤ 3, medio entre 4 y 5 y alto ≥ 6; dependencia, bajo ≤ 17, medio entre 18 y 21 y alto ≥ 22; influencia del pasado, bajo ≤ 11, medio entre 12 y 16 y alto ≥ 17; y perfeccionismo, bajo ≤ 11, medio entre 12 y 15 y alto ≥ 16. M = media; DE = desviación estándar; Mín. = puntuación mínima; Máx. = puntuación máxima

Como se puede apreciar en la Tabla 3, los resultados muestran variabilidad en las dimensiones evaluadas. En cuanto a las puntuaciones altas, se encuentran la culpabilización (83,7 %), la evitación de problemas (71,3 %) y la influencia del pasado con el (52,4 %). En contraste, la mayoría de participantes se ubicaron en niveles bajos de necesidad de aprobación (88 %) y dependencia (68,6 %). Las dimensiones de altas auto expectativas 65,5 %, indefensión ante el cambio 79,4 % y perfeccionismo 63,2 % se ubicaron en los rangos medios.

Tabla 4 Tabla 4 Escala de Activación Conductual para la Depresión (BADS) Nota.

Los niveles bajo, medio y alto se establecieron a partir de los puntos de referencia de los percentiles utilizados en el estudio. Los rangos fueron: activación (bajo ≤ 19; medio = 20 - 26; alto ≥ 27) evitación/rumiación (bajo ≤ 24; medio = 25 – 33; alto ≥ 34) afectación laboral/académica (bajo ≤ 12, medio = 13 – 18; alto ≥ 19) y deterioro social (bajo ≤ 11, medio = 12 – 19; alto ≥ 20). n = tamaño muestral por nivel; M = media; DE = desviación estándar; Mín. = mínimo; Máx. = máximo.

Con relación a la Tabla 4 de la escala del BADS-24, se puede identificar que en la dimensión de activación hay una mayor proporción de participantes en el rango bajo 44,3 %, seguido de niveles medios 38,4 % y altos 17,3 %. En las dimensiones de evitación/rumiación, se observan niveles altos 41,1 % y medios 42,7 %. En la afectación laboral/académica, se presentan puntuaciones mayores puntuaciones en los rangos medio 55,1 % al igual que en la dimensión de deterioro social con un 53,5 %.

Tabla 5 Tabla 5 Correlaciones entre creencias irracionales (TCI) y activación y evitación conductual (BADS-24) Nota.

r = Coeficiente de correlación de Pearson; intervalo de confianza al 95 %; Lab/Acad = Laboral/Académica. Todos los coeficientes cumplen con los supuestos de linealidad y homocedasticidad del análisis de Pearson. Los valores de p son bilaterales. * p < 0.05. ** p < 0.01.

Los resultados en la Tabla 5 evidencian una relación entre la presencia de creencias irracionales y los niveles de activación conductual. En primer lugar, se observa una correlación negativa fuerte entre el puntaje total del TCI y la activación (r = −0.58, p < 0.01). De manera complementaria, el TCI total se asocia positivamente con las subescalas de evitación/rumiación (r = 0.51, p < 0.01), afectación laboral/académica (r = 0.49, p < 0.01) y deterioro social (r = 0.46, p < 0.01).

A nivel dimensional, las creencias de culpabilización (r = −0.54, p < 0.01), indefensión ante el cambio (r = −0.49, p < 0.01) y evitación de problemas (r = −0.56, p < 0.01) destacan por mantener las correlaciones negativas más altas con la activación y las correlaciones positivas más elevadas con evitación/rumiación (r entre 0.45 y 0.52).

Las dimensiones de dependencia e influencia del pasado también mostraron correlaciones moderadas y significativas con la activación (r = −0.36 y −0.44, respectivamente) y con las demás subescalas del BADS.

En cuanto a la necesidad de aprobación, se encontró una correlación negativa moderada con la Activación (r = −0.42, p < 0.01) y positiva con evitación/rumiación (r = 0.37, p < 0.01).

Los hallazgos del presente estudio evidencian asociaciones significativas entre las creencias irracionales, la activación y la evitación conductual en adultos con sintomatología depresiva autorreportada. En términos generales, las puntuaciones más altas en creencias irracionales se relacionaron con una menor activación conductual y con mayores puntuaciones de evitación/rumiación, afectación laboral o académica y deterioro social, en concordancia con la dirección de las hipótesis planteadas. No obstante, debido al carácter correlacional y transversal del estudio, estos resultados describen la covariación entre las variables, pero no permiten establecer relaciones causales ni determinar la dirección de dichas asociaciones.

En cuanto a los síntomas depresivos, la mayoría de los participantes presentó niveles moderados. Este resultado debe interpretarse considerando que el criterio de inclusión exigía una puntuación igual o superior a 5 en el PHQ-9, por lo que la distribución observada corresponde a una muestra previamente seleccionada por la presencia de sintomatología depresiva y no constituye una estimación de prevalencia en la población general. Al respecto, Cassiani-Miranda et al. (2021) respaldan el uso del PHQ-9 como instrumento de cribado en adultos colombianos, aunque sus resultados no permiten establecer que los niveles moderados sean necesariamente frecuentes en población joven.

En relación con los resultados de la prueba de creencias irracionales, se observaron puntuaciones elevadas en las categorías de culpabilización, evitación de problemas e influencia del pasado, así como también puntuaciones bajas en la necesidad de aprobación y dependencia. Desde una perspectiva cognitivo-conductual, este perfil resulta compatible con estudios que han relacionado determinadas creencias irracionales con el desánimo y la inactividad conductual. Sin embargo, la coexistencia de puntuaciones altas y bajas entre las dimensiones muestra que las creencias irracionales no se presentaron de manera homogénea en la muestra (Beck et al., 2010; Jasmine & Kumar, 2010). Las puntuaciones medias en Indefensión ante el cambio y Perfeccionismo indican que estas dimensiones tuvieron una presencia relativa menor que culpabilización, evitación de problemas e influencia del pasado. Aunque Toro (2014) ha relacionado teóricamente estos contenidos con dificultades en el control percibido, los datos del presente estudio no permiten concluir que hayan obstaculizado directamente la acción o incrementado el malestar. También es importante señalar que las creencias irracionales no constituyen un marcador específico de la sintomatología depresiva, dado que este constructo se ha relacionado con diversas formas de malestar psicológico. En consecuencia, los resultados deben interpretarse desde una perspectiva transdiagnóstica, considerando que estas cogniciones pueden coexistir con diferentes patrones emocionales y conductuales y no son exclusivas de una condición diagnóstica particular (Toro Tobar et al., 2018).

En cuanto a los resultados del instrumento de activación conductual, se observó una mayor proporción de participantes con puntuaciones bajas en Activación, mientras que en evitación/rumiación predominaron los niveles medio y alto. Este patrón es consistente con los postulados del modelo de activación conductual, según los cuales la sintomatología depresiva se relaciona con una reducción del contacto con reforzadores positivos y con una mayor presencia de conductas mantenidas por reforzamiento negativo (Pérez-Álvarez, 2014; Leal-Hernández et al., 2023; Pinzón & Bianchi, 2023).En los análisis correlacionales se observaron asociaciones significativas entre las creencias irracionales, la activación y la evitación conductual. Específicamente, se encontró una correlación negativa entre la puntuación total del TCI y la dimensión de activación, así como correlaciones positivas con evitación/rumiación, afectación laboral/académica y deterioro social. Estos resultados muestran que mayores puntuaciones en creencias irracionales se asociaron con menores niveles de activación y con mayores puntuaciones en evitación, rumiación y afectación funcional. Este patrón coincide de manera general con lo reportado en la literatura, en la que se han identificado relaciones entre cogniciones disfuncionales, estados emocionales negativos, baja motivación y retraimiento conductual (Fernández Marcos & Calero Elvira, 2015; González et al., 2024).

Desde los modelos cognitivos, estos resultados pueden interpretarse como asociaciones entre determinadas formas de procesamiento de la información y los patrones conductuales evaluados (Beck et al., 2010; Toro, 2014). En esta línea, las creencias irracionales podrían relacionarse con formas de pensamiento caracterizadas por la autocrítica, la exigencia y la percepción de incapacidad, como ha sido señalado por Tecuta et al. (2019). En particular, culpabilización, indefensión ante el cambio y evitación de problemas presentaron las asociaciones negativas más elevadas con la activación. Este patrón es consistente, en términos generales, con investigaciones que han vinculado las creencias irracionales y autocríticas con la sintomatología depresiva (Buschmann et al., 2018; Jasmine & Kumar, 2010). En contraste, altas autoexpectativas y perfeccionismo presentaron asociaciones comparativamente menores con las dimensiones del BADS-24. Este resultado matiza la idea de que todas las creencias irracionales mantienen una relación equivalente con los patrones de activación y evitación, y sugiere la conveniencia de analizar el constructo de manera dimensional, en lugar de asumir un efecto homogéneo de todas sus manifestaciones.

Desde el modelo de activación conductual, las creencias irracionales pueden analizarse teóricamente como eventos verbales privados que, en determinados contextos, podrían relacionarse con patrones de evitación, aplazamiento o menor participación en actividades potencialmente reforzantes. En este marco, un pensamiento como “no vale la pena intentarlo” puede entenderse como una posible regla verbal asociada con una menor disposición a actuar. Esta interpretación constituye una lectura teórica de las asociaciones encontradas y no un mecanismo demostrado por el presente estudio (Pérez-Cárdenas, 2022; Ramírez Cruz et al., 2023).

Lo anterior también puede examinarse desde los postulados de Hayes et al. (2012), quienes plantean que, más allá de considerar un pensamiento como racional o irracional, una relación rígida y literal con su contenido puede conceptualizarse en términos de fusión cognitiva y menor flexibilidad psicológica. Desde esta perspectiva, la fusión con pensamientos autocríticos y los intentos de controlar experiencias internas desagradables podrían relacionarse con una menor participación en actividades significativas. Esta lectura se incorpora como una interpretación teórica complementaria de las asociaciones encontradas.

Por otro lado, estos hallazgos pueden discutirse a la luz de modelos teóricos que han abordado las relaciones entre la conducta, las cogniciones y el contexto (Pérez-Álvarez, 2014; Pinzón & Bianchi, 2023). Desde estos enfoques se propone que la participación en acciones significativas, aun en presencia del malestar, puede relacionarse con cambios en la manera en que las personas responden a sus pensamientos y emociones, así como con procesos de defusión y flexibilidad psicológica. En este sentido, Argudo Palacios et al. (2025) plantean que el trabajo terapéutico no se limita a modificar el contenido del pensamiento, sino que también puede orientarse a la relación que la persona mantiene con sus experiencias internas y a la realización de acciones coherentes con sus valores. En la muestra analizada, la sintomatología depresiva coexistió con puntuaciones elevadas en algunas dimensiones de creencias irracionales y con mayores niveles de evitación/rumiación.

En conjunto, los hallazgos sugieren que las variables cognitivas y conductuales evaluadas no se presentan de manera aislada, sino que mantienen asociaciones entre sí en adultos con sintomatología depresiva autorreportada. Este patrón respalda la pertinencia de considerar ambos tipos de variables dentro de una comprensión integrada del malestar psicológico.

Finalmente, se hace imperioso reconocer las limitaciones inherentes al presente estudio que, al tratarse de un diseño transversal, no es posible establecer relaciones causales entre las variables, por lo que los resultados deben interpretarse exclusivamente en términos de asociación. Asimismo, la realización de 32 correlaciones dimensionales sin aplicar una corrección de comparaciones múltiples incrementa el riesgo de obtener asociaciones estadísticamente significativas por azar, es decir, errores tipo I. Por tanto, los resultados correspondientes a dimensiones específicas deben interpretarse como exploratorios y requieren replicación en muestras independientes.

Por otro lado, el muestreo no probabilístico por conveniencia limita la generalización de los resultados. Adicionalmente, la evaluación de la sintomatología depresiva se realizó mediante instrumento de autorreporte, lo que implica reconocer que los resultados deben también interpretarse en términos de síntomas y no de diagnóstico clínico. Futuras investigaciones podrían incorporar diseños cuasiexperimentales que examinen la direccionalidad entre las variables. También puede ser valioso analizar estas variables en poblaciones clínicas con diagnóstico formal y comparar la influencia de las creencias en diferentes etapas de un tratamiento psicológico.