La depresión, entendida desde la literatura como un trastorno del estado de ánimo, constituye un fenómeno multifactorial en el que interactúan factores biológicos, genéticos, sociales y psicológicos. Su alta prevalencia a escala global la posiciona como un problema prioritario de salud pública (Corea, 2021; Dean & Keshavan, 2017). Se estima que alrededor de 280 millones de personas presentan esta condición, con una mayor frecuencia en mujeres que en hombres (Dadi et al., 2020; IHME, 2023; Zhu et al., 2020). En el contexto colombiano, Martínez-Cabezas et al. (2024) reportan que los trastornos depresivos y de ansiedad han aumentado en los últimos cinco años, con una especial relevancia en población joven universitaria.

No obstante, más allá de su conceptualización diagnóstica, la depresión puede analizarse también en términos de sus manifestaciones sintomáticas, las cuales pueden presentarse en diferentes niveles de severidad en la población general. En ese sentido, es posible identificar la presencia de sintomatología depresiva en personas que no cuentan con un diagnóstico formal, pero que experimentan afectaciones en su funcionamiento diario. Este enfoque dimensional y contextual amplía la comprensión de este fenómeno, al considerar que este malestar puede manifestarse en niveles subclínicos donde intervienen diversos procesos cognitivos y conductuales (Li et al., 2021).

En términos dimensionales, la sintomatología depresiva se expresa a través de manifestaciones como la tristeza, la alteración del humor, la pérdida del placer o del interés, los cambios del sueño y el apetito (APA, 2013; Li et al., 2021; OMS, 2025). En esta línea, Tang y Thomas (2020) señalan que la presencia e intensidad de los síntomas, particularmente de tipo somático, también se asocian con un mayor deterioro de la calidad de vida, incluso en niveles subclínicos.

Asimismo, en el ámbito psicosocial, los niveles elevados de estrés psicológico derivados del desequilibrio entre las demandas del ambiente y los recursos de afrontamiento del individuo, se han identificado como factores de riesgo en la aparición y mantenimiento de la sintomatología depresiva. Este fenómeno se evidencia en diversos contextos de interacción como en el ámbito laboral (Du Prel et al., 2024; Hussenoeder et al., 2022), el académico (Tarriño-Concejero et al., 2023) y en las relaciones sociales y familiares (Enriquez Ludeña et al., 2020). En conjunto, estas condiciones contextuales no solo se relacionan con la persistencia del malestar, sino que también pueden influir en la forma en que las personas interpretan las experiencias vividas y en los patrones de comportamiento que adoptan frente a situaciones reforzantes o aversivas (Cuesta Mosquera et al., 2022; Hallgren et al., 2017; Tietbohl-Santos et al., 2024).

En este marco, los estudios sobre la sintomatología depresiva han trascendido los enfoques exclusivamente diagnósticos, incorporando así un análisis de procesos psicológicos comunes que se asocian con su aparición y mantenimiento. Entre estos, las variables de tipo cognitivo y conductual han evidenciado asociaciones con diferentes formas de manifestación del malestar. Esto sugiere, la necesidad de analizar estas condiciones desde una mirada funcional y contextual (Toro Tobar et al., 2018).

Los modelos cognitivo conductuales comparten los supuestos relacionados a que la forma en como las personas interpretan los acontecimientos se vincula con sus diferentes respuestas conductuales y emocionales. Sin embargo, existen algunas diferencias importantes en la manera en que estos enfoques conceptualizan las cogniciones. En el modelo del autor Aaron Beck, la sintomatología depresiva se comprende por la relación existente entre los pensamientos negativos, los sesgos en el procesamiento de la información y los esquemas disfuncionales que influyen en la manera en que las personas se perciben a sí mismas, el entorno y el futuro (Beck et al., 2010).

Por su parte, el modelo de la Terapia Racional Emotiva Conductual (TREC) de Albert Ellis centra su interés en el análisis de las creencias irracionales, entendidas como esas evaluaciones absolutistas, rígidas y exigentes que tienen las personas sobre sí mismas, los demás y las circunstancias. Estas creencias se han asociado con estados emocionales negativos, desmotivación, autocrítica y patrones de retraimiento conductual (David et al., 2018; Jasmine & Kumar, 2010; Luyten et al., 2020; Toro, 2014). Debido a que el Test de Creencias Irracionales utilizado para el presente estudio se fundamenta en el enfoque de Ellis, la TREC constituye el principal referente conceptual para analizar esta variable. No obstante, es importante tomar como consideración que las creencias irracionales no son exclusivas de la sintomatología depresiva, por lo que deben interpretarse como procesos relacionados a diferentes formas de malestar psicológico (Toro Tobar et al., 2018). En ese sentido, más allá de su contenido, las creencias irracionales terminan por cumplir una función importante en la organización del comportamiento humano, lo que permite analizarlas en relación con patrones conductuales de acción y evitación en contextos específicos.

La relación entre las creencias irracionales y la sintomatología depresiva ha sido abordada y documentada en el campo de la Psicología, mostrando asociaciones con patrones cognitivos de funcionamiento. Jasmine y Kumar (2010), por ejemplo, evidenciaron en su estudio con 502 usuarios, una asociación significativa entre las creencias irracionales y la sintomatología depresiva, postulando que estas cogniciones disfuncionales se asocian con la perpetuación de estos síntomas. En la misma línea, Buschmann et al. (2018) analizaron una muestra de 542 estudiantes y encontraron que las creencias irracionales vinculadas a la exigencia y autodesprecio predicen también la aparición de sintomatología depresiva y ansiosa.

Adicionalmente, investigaciones recientes han extendido estos hallazgos a comorbilidades físicas. Vassou et al. (2021) encontraron que mayores niveles de creencias irracionales y sintomatología depresiva se asociaban con la presencia de enfermedades metabólicas. En el ámbito de las distorsiones cognitivas, Tecuta et al. (2019) corroboraron también una relación significativa entre estos patrones de pensamiento y la gravedad de estos síntomas. De manera complementaria, Turner et al. (2022) reportaron que las creencias irracionales también se asociaban con niveles bajos de motivación y con el deterioro en indicadores generales de salud mental.

Desde una perspectiva complementaria, los modelos contextuales, particularmente, el modelo de activación conductual, han aportado una comprensión mayor a esta condición, al centrarse en la función del comportamiento dentro de esta experiencia de malestar (Pérez-Álvarez, 2014). Según este modelo, la sintomatología depresiva se relaciona y se mantiene por la disminución de refuerzos positivos contextuales y la elevada exposición a estímulos aversivos, lo que reduce la participación de las personas en actividades potencialmente gratificantes y limita la adquisición de reforzadores que mejoran el estado anímico (Ramírez Cruz et al., 2023). Desde este marco, esta sintomatología se relaciona con el mantenimiento de conductas de reforzamiento negativo. Este patrón se vincula con el aislamiento social, el retraimiento y la evitación experiencial, factores que retroalimentan los esquemas cognitivos disfuncionales y consolidan un ciclo que se fortalece entre sí (Pérez-Cárdenas, 2022).

Aunque el modelo de activación conductual (AC) centra su interés en el comportamiento, no desconoce el papel que juegan los pensamientos, los cuales son vistos como conductas privadas que tienen una función e influyen en las conductas observadas (Pérez-Álvarez, 2014). En ese sentido, los pensamientos negativos pueden estar asociados a la inactividad y a las conductas de evitación experiencial que presenta la persona, pero no constituyen la causa central de la sintomatología depresiva (Pinzón & Bianchi, 2023).

Otro postulado importante que plantea este enfoque es que el énfasis excesivo en reconocer y trabajar en pensamientos negativos puede contribuir a su perpetuación. En consecuencia, se propone priorizar el fortalecimiento de mecanismos adaptativos que faciliten la realización de actividades significativas, incluso en ausencia de la motivación inmediata. Asimismo, la propuesta enfatiza la distinción entre pensamiento reflexivo (clarificador y resolutivo) y el rumiativo (caracterizado por la persistencia en ciclos de pensamiento repetitivos sin avance funcional). Este último, asociado a la sintomatología depresiva, se sustenta en patrones de perseverancia cognitiva que inhiben la búsqueda de soluciones y perpetúan el malestar emocional (Pérez-Álvarez, 2014). Por consiguiente, el modelo opera bajo la premisa de que incrementar la participación en actividades constructivas interrumpe el ciclo de los síntomas depresivos mediante experiencias gratificantes que, a su vez, reestructuran los patrones de pensamiento (Hershenberg et al., 2018).

Ahora bien, las diferencias entre estos modelos no impiden examinar de manera empírica la coexistencia de sus variables. En diversos casos, se puede presentar que una persona mantenga creencias caracterizadas por culpabilización, exigencia o percepción de incapacidad y, simultáneamente, muestre menor participación en actividades reforzantes, mayor rumiación o conductas de evitación. No obstante, identificar asociaciones entre estas variables no implica asumir que las creencias causan directamente la inactividad o que la evitación conductual produce las creencias irracionales.

La literatura que se encuentra disponible ha seguido principalmente dos líneas de interés investigativo. Por una parte, se han estudiado las asociaciones entre las creencias, las distorsiones y la sintomatología depresiva (Buschmann et al., 2018; Jasmine & Kumar, 2010; Tecuta et al., 2019). Por otra, se ha examinado la relación entre la depresión, la disminución de la activación, la evitación conductual y el deterioro funcional (Kanter et al., 2007; Leal-Hernández et al.,2023; Pinzón & Bianchi, 2023). No obstante, es escasa la evidencia que evalué directamente cómo las diferentes dimensiones de las creencias irracionales se relacionan con patrones específicos de activación, evitación, rumiación, afectación laboral o académica y deterioro social dentro de una misma muestra.

Examinar conjuntamente estas variables puede aportar una descripción más integrada de los procesos cognitivos y conductuales asociados a este malestar emocional, particularmente en el contexto colombiano. En consecuencia, la pregunta que orientó el estudio fue: ¿qué relación existe entre las creencias irracionales, la activación y la evitación conductual en adultos con sintomatología depresiva autoreportada?

El objetivo general fue analizar la relación entre las creencias irracionales, la activación y evitación conductual en adultos con sintomatología depresiva autoreportada. Como objetivos específicos se plantearon: describir los niveles de sintomatología depresiva, creencias irracionales, activación y evitación conductual presentes en la muestra; examinar la relación entre la puntuación total de creencias irracionales y las dimensiones del BADS-24; y analizar las asociaciones entre las dimensiones específicas de las creencias irracionales y las dimensiones de activación y evitación conductual.

Se planteó como hipótesis que la puntuación total de creencias irracionales se asociaría negativamente con la activación conductual y positivamente con la evitación, la rumiación, la afectación laboral o académica y el deterioro social.

Metodología

Diseño

Este estudio se desarrolló desde un enfoque cuantitativo, de alcance descriptivo y correlacional, con diseño no experimental y de corte transversal, orientado a examinar las asociaciones entre variables sin manipulación directa (Hernández Sampieri et al., 2014).

Participantes

La muestra del presente estudio estuvo conformada por 185 participantes adultos residentes en Colombia, con una media de edad de 24 años, que en su mayoría reportaron un nivel educativo universitario. Se utilizó un muestreo no probabilístico por conveniencia mediante convocatoria en redes sociales y comunidades académicas. Este procedimiento permitió acceder a una muestra predominantemente joven con formación superior, por lo cual es importante señalar que las inferencias del presente estudio se restringen a este perfil sociodemográfico.

Por otro lado, el tamaño muestral se estimó a priori mediante G*Power 3.1 (Faul et al., 2009), para un análisis correlacional bivariado con r esperada de 0.25, α = 0.05 y potencia (1-β) = 0.95, lo que arrojó un N mínimo de 138. La muestra final estuvo conformada por 185 participantes, superando el valor estimado.

Los criterios de inclusión fueron: ser mayor de 18 años, residir en Colombia, contar con acceso a internet y obtener puntuaciones iguales o superiores a 5 en el instrumento del PHQ-9. Este criterio permitió identificar presencia mínima de síntomas depresivos autorreportados, sin que ello implicara confirmación de un diagnóstico por depresión. Los participantes con puntuaciones inferiores fueron excluidos por no presentar sintomatología depresiva significativa, condición que buscaba garantizar la homogeneidad del grupo en relación con la variable de interés. Cabe resaltar que este instrumento se utilizó como medida de cribado. La inclusión de participantes con niveles distintos de severidad sintomática lleva a que los resultados reportados se interpreten dentro de un continuo de síntomas.

En cuanto a los criterios de exclusión, se consideró la presencia autorreportada de otros diagnósticos psiquiátricos que pudieran introducir confusión en la interpretación de los datos, así como el consumo actual de sustancias psicoactivas.

Instrumentos

Entrevista semiestructurada

Diseñada por el grupo investigador para indagar variables sociodemográficas de la muestra seleccionada: género, edad, estado civil y nivel educativo, así como datos relacionados con sintomatología depresiva y si el participante se encuentra en tratamiento.

Cuestionario de Salud del Paciente-9 (PHQ-9)

El PHQ-9 es una herramienta válida, confiable y práctica para cribar presencia y severidad de sintomatología depresiva. Reporta una consistencia interna α de Cronbach = 0.80 y ω de McDonald = 0.81. En cuanto a su validez de criterio, presenta un área bajo la curva (ABC) = 0.92 (IC 95 %: 0.88 – 0.96), lo que refleja una excelente capacidad discriminatoria para identificar depresión (Cassiani-Miranda et al., 2021). El punto de corte adoptado para la inclusión en la muestra fue ≥5 puntos, que corresponde a la categoría de depresión leve. Esto permitió asegurar que todos los participantes presentaran algún nivel de sintomatología depresiva, sin requerir diagnóstico psiquiátrico formal. Cabe precisar que el PHQ-9 es una prueba de cribado que se utiliza para la identificación de síntomas depresivos, pero no constituye por sí sola una herramienta diagnóstica.

El Test de Creencias Irracionales (TCI)

Desarrollado por Calvete Zumalde y Cardeñoso Ramírez (1999), es un instrumento diseñado para evaluar ocho dimensiones de creencias irracionales basadas en el modelo de Ellis. Consta de 46 ítems con opciones de respuesta tipo Likert de 4 puntos (1 = No estoy de acuerdo a 4 = Estoy totalmente de acuerdo). En su validación en población colombiana (Chaves Castaño y Quiceno Pérez, 2010), se mantienen el número de ítems, las opciones de respuesta y las ocho dimensiones denominadas: necesidad de aprobación (7 ítems), altas auto expectativas (4 ítems), culpabilización (7 ítems), indefensión acerca del cambio (7 ítems), evitación de problemas (2 ítems), dependencia (7 ítems), influencia del pasado (7 ítems) y perfeccionismo (5 ítems).

El TCI mostró una fiabilidad adecuada en su validación colombiana, con coeficientes alfa de Cronbach que oscilaron entre 0.63 y 0.84 para las subescalas, y un alfa total de 0.77. La validez estructural fue respaldada mediante análisis factorial exploratorio, que confirmó una estructura de ocho factores con cargas factoriales superiores a 0.40 y una varianza explicada acumulada del 86.34 %. La validez de contenido se aseguró mediante la eliminación de ítems desajustados y ajustes lingüísticos para el contexto local. Para la interpretación de los resultados, se emplearon las puntuaciones brutas de todos los ítems y de cada dimensión, clasificadas según los percentiles establecidos en la tabla 2 del estudio de Chaves Castaño y Quiceno Pérez (2010).

La Escala de Activación Conductual para la Depresión (BADS)

Creada por Kanter et al. (2007), fue adaptada en Bogotá por Leal-Hernández et al. (2023) en su versión BADS-24. Este instrumento consta de 24 ítems que miden cuatro factores: activación, evitación/rumiación, afectación laboral/académica y deterioro social. Utiliza una escala Likert de 7 puntos (0 a 6) y demostró excelente confiabilidad (α = 0.92; ω = 0.92) y validez convergente con la Escala de Zung para depresión (r = -0.728). Su estructura factorial fue confirmada mediante análisis factorial confirmatorio (RMSEA = 0.035; CFI = 0.99), mostrando invarianza según sexo y diferencias significativas entre grupos clínicos y no clínicos (d = 1.499)

Procedimiento

Inicialmente, se diseñó una pieza publicitaria del proyecto de investigación para divulgarla por redes sociales como Instagram y X (anteriormente Twitter). La convocatoria digital enfatizaba la participación en un estudio sobre estados de ánimo, pensamiento y conducta, estaba dirigida a adultos residente en Colombia e incluía información sobre el objetivo de la investigación y los criterios de inclusión.

A partir de este procedimiento, se contactó vía correo electrónico a 220 personas, quienes recibieron información sobre el propósito del estudio, el alcance, las condiciones y el procedimiento para la aplicación de instrumentos, así como el consentimiento informado para su participación.

Luego de que las personas interesadas manifestaran su disposición en participar en el estudio, se compartió un enlace en Google Forms (Google, s.f.) donde, inicialmente, los participantes leyeron y aceptaron el consentimiento informado. Una vez cumplido este paso, los participantes completaron el PHQ-9. De los 220 personas contactadas inicialmente, 185 cumplieron el criterio de inclusión del estudio (identificación de sintomatología depresiva en la fase de tamizaje).

A estos 185 sujetos se les contactó posteriormente por correo para facilitar la aplicación de los demás instrumentos, los cuales completaron también en línea a través plataforma Google Forms (Google, s.f.), configurada con respuesta obligatoria en todos los ítems

Para evitar respuestas duplicadas en el diligenciamiento de las pruebas, los participantes debían suministrar su correo electrónico. Este registro fue utilizado exclusivamente para controlar duplicidad de los datos. Una vez verificada la participación, los datos fueron codificados y anonimizados, de tal manera que ninguna dirección de correo quedó vinculada a las respuestas. El tiempo promedio de aplicación de los instrumentos fue de 30 minutos. La recolección de datos en las aplicaciones de pruebas se realizó entre octubre y diciembre de 2025.

Análisis de datos

Para el análisis estadístico se empleó el software SPSS (versión 29; IBM Corp., 2023), complementado con JASP (versión 0.18; JASP Team, 2023)). Se implementaron procedimientos descriptivos (media, desviación estándar, frecuencias y porcentajes) así como análisis asociativos (correlaciones) con base en el diseño no experimental y correlacional del estudio.

Antes del análisis inferencial, se evaluaron los supuestos de normalidad, linealidad y homocedasticidad de los datos, mediante inspección gráfica de histogramas y diagramas de dispersión, así como con la prueba de Kolmogorov-Smirnov con corrección de Lilliefors (Lilliefors, 1967).

Las variables mostraron una distribución aproximadamente normal (asimetría = -0.85 a 0.72; curtosis = -0.52 a 0.84) y relaciones lineales sin heterocedasticidad evidente. En esta muestra, el Test de Creencias irracionales (TCI) presentó una fiabilidad adecuada (α = 0.87; ω = 0.88). El BADS.24 evidenció una consistencia interna satisfactoria (α = 0.90; ω = 0.91) y coeficientes entre 0.74 y 0.85 para sus dimensiones. Los resultados respaldan la consistencia interna y adecuación de ambos instrumentos.

Considerando que las variables presentaron distribuciones aproximadamente normales, relaciones lineales y ausencia de heterocedasticidad evidente, se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson (r) para examinar las asociaciones entre las puntuaciones del TCI y las cuatro dimensiones del BADS-24. Para cada coeficiente se calcularon intervalos de confianza del 95 % mediante la transformación z de Fisher, con el propósito de estimar la precisión de las asociaciones observadas. Los valores de p se reportaron de manera bilateral y se consideraron estadísticamente significativos aquellos inferiores a 0.05.

Las correlaciones entre la puntuación total del TCI y las cuatro dimensiones del BADS-24 se consideraron análisis principales, por corresponder con las hipótesis del estudio. Por su parte, las correlaciones entre las dimensiones específicas del TCI y las subescalas del BADS-24 se consideraron análisis secundarios de carácter exploratorio. En estos últimos no se aplicó una corrección por comparaciones múltiples, debido a que el propósito fue describir el patrón, la dirección y la magnitud de las asociaciones, y no realizar decisiones confirmatorias independientes para cada coeficiente. Por esta razón, los resultados se interpretaron considerando conjuntamente la magnitud de las correlaciones, sus intervalos de confianza y el patrón general observado, y no exclusivamente los valores de significación estadística.

Consideraciones éticas

En la presentación y socialización del consentimiento informado se tuvieron en cuenta las diferentes condiciones desde la normatividad que se deben tener en cuenta para la investigación con humanos establecidas en la declaración de Helsinki (Asociación Médica Mundial, 2013). En ese sentido, a cada participante se le explicaron de manera clara los objetivos del estudio, el procedimiento y los riesgos mínimos asociados. Se manifestó y aseguró el derecho a la participación voluntaria en el estudio, permitiendo su retiro en cualquier momento y sin ninguna consecuencia para la persona. Dado que la investigación involucraba a personas con algún grado de sintomatología depresiva, se proporcionó a los participantes la información de la línea en salud mental en Colombia (línea 106 o 192) y del Centro de Acompañamiento Psicológico de la Universidad Pontificia Bolivariana que oferta servicios gratuitos en consulta externa psicológica. Por otro lado, los datos fueron manejados bajo estrictas medidas de anonimato y confidencialidad. A cada participante se le asignó un código numérico para proteger su identidad siguiendo lo establecido por la Ley 1581 de 2012 sobre protección de datos personales y la Ley 1090 de 2006 (Congreso de la República de Colombia, 2012; 2006). Por último y de acuerdo con la Resolución 8430 de 1993 del Ministerio de Salud de Colombia (Ministerio de Salud, 1993), el presente estudio es de riesgo mínimo dadas sus características.

Resultados

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.

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.

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.

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 %.

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).

Discusión

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.

Referencias

Notas

^* Artículo de investigación.

Notas de autor

^a Autor de correspondencia. Correo electrónico: yeferson.matajira@upb.edu.co

Información adicional

Para citar este artículo: Matajira Camacho, Y. J. (2026). Relación entre creencias irracionales, activación y evitación conductual en adultos colombianos con sintomatología depresiva. Universitas Psychologica, 25, 1-16. https://doi.org/10.11144/Javeriana.upsy25.reci

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