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Se ha estimado que 350 millones de personas padecen un trastorno depresivo. La depresión se asocia a un gran nivel de discapacidad en el área laboral, social, familiar y días perdidos por la incapacidad, incluso incide en niveles superiores a los ocasionados por enfermedades crónico-degenerativas (Lara-Muñoz, Medina-Mora, Borges, & Zambrano, 2007; Organización Mundial de la Salud, 2015). En un reciente metanálisis, se calculó la prevalencia de la depresión general, incidencia (de un año) y de por vida, la cual resultó de 12.9%, 7.2% y 10.8%, respectivamente. Debe destacarse la prevalencia puntual de depresión que resultó significativamente mayor en mujeres (14.4%) a la hallada en varones (11.5%) (Lim et al., 2018). En México, la Encuesta Nacional de Evaluación del Desempeño (ENED) 2002-2003, realizada por Bello, Puentes-Rosas, Medina-Mora y Lozano (2005) reportó una prevalencia de depresión del 4.5% en población general, 5.8% en mujeres y 2.5% en hombres. Debe señalarse que algunos autores han observadoque las diferencias por género respecto a la presencia de sintomatología depresiva se inician en la adolescencia (Nolen-Hoeksema & Girgus, 1994; Wade, Cairney, & Pevalin, 2002). En estudiantes universitarios se ha estimado que un 29,9% padece depresión leve, 14,2% moderada y 3,2% depresión severa (Montoya et al., 2010), superiores a lo descrito por Sanz y Vázquez (1998) en cuyo estudio hallaron que el 13.8% con posible depresión leve, 4.7% moderada y solo el 0.4% grave.
La Organización Mundial de la Salud (OMS) estimó que la depresión será una de las tres principales causas de discapacidad a nivel mundial en el año 2030 (Mathers & Loncar, 2006). Además, frecuentemente se asocia a otros trastornos mentales como los de ansiedad, adicciones entre otros (Newby, McKinnon, Kuyken, Gilbody, & Dalgleish, 2015) y presenta una destacada comorbilidad con enfermedades físicas (Kang et al., 2015).
Por ello, es necesario el uso de instrumentos específicos para evaluar la presencia de sintomatología depresiva.En el ámbito hospitalario se utiliza con frecuencia la escala heteroaplicada de Hamilton (Hamilton Depression Rating Sacle; HDRS, Hamilton, 1960), y diversas escalas autoaplicadas como: a) escala de depresión del Centro de Estudios epidemiológicos (CES-D; Radloff, 1977), b) escala de Zung (Zung, 1965) y c) la escala de Montgomery y Asberg (1979). Pero probablemente el instrumento autoadministrado más utilizado sea el BDI (Beck depression inventory) que tiene 21 ítems, tanto la primera versión (American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck, Ward, Mendelson, Mock, & Erbaugh, 1961) como la segunda (American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck, Rush, Shaw, & Emery, 1979) del mismo BDI-I. Según Sanz (2013), el BDI (incluyendo las diferentes versiones) es el instrumento más referenciado cuando se investiga la depresión. Es importante señalar que el BDI se ha basado en la clasificación del DSM y se ha modificado conforme a los cambios de criterios que el diagnóstico del trastorno depresivo mayor ha tenido (Estrada-Aranda, Delgado-Álvarez, Landero-Hernández, & González-Ramírez, 2015).
En 1996 se publicó la versión original del BDI-II (American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck, Steer, & Brown, 1996) adaptada posteriormente en España (American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck, Steer, & Brown, 2011). Debe señalarse que las propiedades psicométricas del BDI-II son superiores a los del BDI-I y BDI-IA (American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck et al., 2011; Botella & Ponte, 2011; Sanz & García-Vera, 2009). Además de que el BDI-II presenta mejoras a nivel de contenido, la más notable entre ellas es que el evaluado informa sobre la presencia de sintomatología depresiva en las últimas semanas-Este es el criterio utilizado en la cuarta edición del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos mentales (DSM-IV, American Psychiatric Association, 1995) con el que se fundamentó la última versión DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013), mientras que la versión del BDI-I de 1979 se refiere a la última semana. En el BDI-II se modificaron los ítems que aludían a la pérdida de apetito e insomnio, incluyendo la opción de presencia de aumento de ingesta y de hipersomnia (características de la especificación de síntomas atípicos). Por otro lado, también incluye un ítem que evalúa la presencia de alteraciones de tipo psicomotor (como agitación o retraso psicomotor). Debe destacarse que todos los otros criterios del trastorno depresivo mayor del DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA (Beck et al., 1979) y el BDI-II tienen los derechos reservados, puesto que pertenecen a una editorial.En cambio, el BDI-I puede utilizarse de forma gratuita y presenta características psicométricas aceptables, además de ser una escala breve y de fácil corrección e interpretación, lo que hace que sea de gran utilidad.
El BDI en la versión de American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck et al. (1979), el BDI-I, es un instrumento que ha mostrado una estructura interna variable de 2, 3 y hasta 4 factores (Sanz, 2013). Asimismo, en los distintos estudios ha presentado adecuada consistencia interna, con valores de alfa de Cronbach de α =.78 a α =.92 (American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck, Steer, & Garbin, 1988). Además, el BDI-I ha mostrado adecuada validez concurrente (Jurado et al.,1998) con otros instrumentos que evalúan la presencia de depresión, como por ejemplo con la HDRS (Hamilton, 1960), la escala de Zung (1965) y la subescala de depresión del MMPI (Hathaway & McKinley, 1943), ya que se han reportado relaciones con valores entre r =.72 y .73. En México, utilizando la escala de Zung, se observó una relación de r =.65 en población general y de r =.70 en población clínica (Jurado et al.,1998).
Respecto a la fiabilidad temporal, en España, Sanz y Vázquez (1998) han reportado valores de fiabilidad test-retest de r =.72 (en un mes) y de r =.60 y r =.69 (en tres meses). Finalmente, es destacable que el BDI se ha mostrado como un instrumento con adecuada validez diferencial, mostrando altos niveles de especificidad y sensibilidad al haceruso de la puntuación 18 (Chan, 1991; Kendall, Hollon, Beck, Hammen, & Ingram, 1987; Rudd & Rajab, 1995). Por ello, el objetivo principal de la presente investigación fue estudiar la estructura interna, bondad de los ítems, y la consistencia interna del BDI en jóvenes universitarios de Michoacán. También se pretende ofrecer datos descriptivos sobre los niveles de sintomatología depresiva en dicha población, así como estudiar la posible relación de la puntuación total del BDI con la edad y posibles diferencias en la puntuación del BDI en función del género.
MÉTODO
Participantes
Hasta 1190 estudiantes de diferentes facultades de laUniversidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo (de las carreras de Historia, Odontología, Psicología, Contaduría y Ciencias Administrativas) participaron en la presente investigación. El muestreo fue incidental por conveniencia. Los participantes eran jóvenes de entre 17 y 38 años (M = 18.78,DE = 1.72), y la mayoría, mujeres (n = 801, 67.3%).
Instrumentos
El BDI-I (Beck Depresion Inventory), escala que se estudia en el presente trabajo, evalúa la presencia de sintomatología depresiva como: tristeza, llanto, pérdida de placer, sentimientos de fracaso y de culpa, pensamientos o deseos de suicidio, pesimismo, entre otros. Contiene 21 ítems, en cada uno de los cuales se debe escoger entre cuatro afirmaciones (Ausente o mínima, Leve, Moderada y Grave; de 0 a 3 puntos) que describen circunstancias donde el evaluado debe indicar aquella con la que mejor se identifique. La escala alude a la posible presencia de sintomatología en la última semana. La puntuación global puede oscilar entre 0 y 63 puntos. Las características psicométricas del BDI se describieron en la introducción. En la presente investigación se utilizó la versión adaptada del BDI-I para población mexicana realizada por Jurado et al. (1998).
Procedimiento
En primer lugar, el protocolo de investigación fue revisado y aprobado por el comité de ética de la Facultad de Psicología de la Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo. Posteriormente, se solicitó permiso en diferentes facultades de la Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo, y en aquellas donde se obtuvo permiso, pasantes de psicología administraron el protocolo de recolección de datos a los estudiantes (solo aquellos que aceptaron participar de forma voluntaria). Debe señalarse que los estudiantes no obtuvieron ningún beneficio por responder a los cuestionarios, ni tampoco agravio alguno si se negaban a participar. Previo a responder al cuestionario, firmaron un formato de consentimiento informado donde se les informaba que la participación era voluntaria y anónima.La aplicación fue grupal, se les solicitó la edad y el sexo junto al BDI en una duración aproximada 10 minutos. Se eliminaron 6 participantes que no contestaron la totalidad de la escala.
Análisis de datos
Se utilizaron los análisis estadísticos siguientes: Análisis de Componentes Principales en el Análisis Factorial Exploratorio con rotación Varimax.Posteriormente se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) mediante análisis de ecuaciones estructurales y se hizo uso del método de máxima verosimilitud robusto (ML Robusto). También se utilizó el alfa de Cronbach, el alfa ordinal y el índice de atenuación (Domínguez-Lara, 2017), así como el uso de descriptivos como la media aritmética, desviación estándar, frecuencias y porcentajes.
Los análisis se llevaron a cabo con el programa 22.0 (IBM Corp Released, 2013), a excepción del AFC, que utilizó el programa MPlus Versión 7.0 (Muthén & Muthén, 2011). El AFC se realizó con los Mínimos Cuadrados Ponderados Robustos y la varianza ajustada (Weighted Least Squares Mean and Variance Adjusted, WLSMV), una aproximación apropiada para el AFC con datos categóricos (Muthén & Muthén, 2011).
RESULTADOS
Estructura interna
La estructura interna del BDI se estudió primero a través de un Análisis de Componentes Principales, debido a la variedad observada en los estudios previos. Primero se corroboró que los datos fueran adecuados para realizar un análisis de componentes principales (Medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin =.956; Test de esfericidad de Bartlett c2 =7340.709, gl =210, p <.001). Como puede observarse en la tabla 1, dos componentes obtienen un autovalor superior a la unidad, explicando el 40.21 % de la varianza.
Posteriormente, se hizo un AFC, donde se consideró la estimación de chi-cuadrada (c2) y se ajustó a los grados de libertad. En un modelo con un ajuste adecuado, se debe cumplir ausencia de significación y que c2/gl< 3 (Bollen, 1989). También se utilizaron índices de ajuste como: el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de ajuste incremental o índice de ajuste normado (NFI) y el índice de ajuste incremental o índice de ajuste no normado (NNFI), los cuales se consideran que indican un buen modelo cuando muestran valores > .95, (Bentler, 1990; Hu & Bentler, 1999), y también la raíz media cuadrada del error de aproximación (RMSEA), donde valores de ≤ 0.08, indican un ajuste razonable (Kline, 1998). Respecto a los resultados, se puede observar que ambos modelos (de un factor y de dos factores relacionados) muestran valores de χ2 significativos, y el valor de NFI con valores inferiores a .95, lo cual indica mal ajuste. Además, el modelo de un factor también muestra un valor bajo en el indicador CFI. El modelo de dos factores relacionados muestra un ajuste aceptable, ya que el valor del c2/gl, NNFI, CFI y de RMSEA resultaron adecuados, y todos los índices, mejores que los extraídos del modelo unifactorial (véase tabla 2).
Consistencia interna
Respecto a la consistencia interna, y siguiendo las recomendaciones de Domínguez-Lara (2017), debido a que las opciones de respuesta son cuatro, se calculó el alfa ordinal (αO), el alfa de Cronbach (αC)y se estimó el índice de Atenuación (IA) de la escala total y de cada uno de los factores. El valor de alfa del total de la escala resultó aceptable (αO = .914, el αC = .898 e IA del 2%). Respecto a los factores, para el factor creencias y sentimientos resultó también adecuado (αO = .881, el αC = .866 e IA del 2%) y aceptable para el de sintomatología vegetativa (αO = .75, el αC = .701 e IA del 6%). Teniendo en cuenta los valores del IA, los cuales oscilaron entre el 2 y el 6%, puede concluirse que el estimador del alfa de Cronbach es un estimador apropiado, ya que porcentajes inferiores al 30% indican una atenuación no significativa (Domínguez-Lara, 2017).
Descripción de los ítems
Todas las puntuaciones medias y de la desviación estándar de los ítems fueron inferiores a la unidad. Asimismo, puede observarse que los valores de asimetría y curtosis indican que la distribución de la mayoría de los reactivos no sigue la ley normal (ver tabla 3).
Las correlaciones de cada ítem con la puntuación de la escala total corregida (es decir, sin tener en cuenta dicho ítem) fueron superiores a .30 y superiores a .40 (excepto los ítems 11 y 19). Destaca que la eliminación del ítem 11 hace aumentar el valor del alfa de Cronbach de la escala total (ver tabla 4).
Tabla 4 Correlación ítem-total corregida y Alfa de Cronbach del total de la escala si dicho ítem es eliminado.
Descriptivos y relación con la edad y género del BDI-I en población de jóvenes universitarios de Michoacán (México)
La media de la puntuación total de la escala fue de 9.03 (DE= 8.34), la moda resultó 0 y los valores totales oscilaron de 0 a 55. En la tabla 5, se ofrecen los valores de frecuencias y porcentajes (simples y acumulados) de la puntuación total del BDI según los criterios de gravedad propuestos por Beck y Steer (1993). Destaca que el 13.3% de los que respondieron obtuvieron una puntuación igual o superior a 18, que indica probable trastorno depresivo.
Tabla 5 Frecuencias y porcentajes de los valores del BDI según criterios de gravedad Beck y Steer (1993).
No se observó correlación entre la edad y la puntuación del BDI (r = .018; p = .547), pero la puntuación media del género femenino (M = 9.62; DE = 8.53) resultó significativamentesuperior (t 1182 = 3.520; p< .001) a la obtenida por los participantes masculinos (M = 7.81; DE = 7.80).
DISCUSIÓN
En este trabajo se estudió la estructura interna y la confiabilidad del BDI, una escala que evalúa la presencia e intensidad de sintomatología depresiva.
Respecto a la estructura interna, la solución de dos factores relacionados fue más adecuada que la de un solo factor, y explica un porcentaje de varianza por encima del 40%, aunque en el AFC se observó un ajuste algo dudoso. Debe recordarse que respecto a la estructura interna no hay consenso. Como se comentó arriba, se han encontrado dos, tres y hasta cuatro factores en diferentes estudios (Sanz & Vázquez, 1998). La estructura bifactorial coincide con los resultados hallados en otros estudios (Sanz & Vázquez, 1998). Además, son susceptibles de recibir una etiqueta coherente con el constructo evaluado, ya que los dos factores resultantes parecen tener cierta lógica: el primero parece evaluar la presencia de creencias y sentimientos (desesperanza, culpabilidad, fracaso, etc.), y el segundo, la sintomatología vegetativa (p ej; sueño, fatiga, ingesta, etc.).
Los valores hallados sobre el alfa ordinal y de alfa de Cronbach en el presente estudio resultaron algo superiores a los reportado en el estudio de Jurado et al (1998), y en las muestras españolas (Vázquez & Sanz, 1997; Sanz & Vázquez, 1998), pero se incluyen dentro del rango señalado por American Psychiatric Association, 2013) están contemplados en la versión del BDI-I de 1979. Debe destacarse que el BDI-IA Beck, SteeryGarbin (1988). Además, debe destacarse los adecuados valores de confiabilidad observados en los factores.
Sobre la bondad de los ítems, puede ponerse en duda la pertinencia del reactivo 11, primero, porque no pesa en ningún factor y, segundo, porque al ser eliminado el valor del alfa de Cronbach de la escala total, subiría. Sin embargo, teniendo en cuenta que evalúa la presencia de irritabilidad —un síntoma muy relevante para detectar la presencia de depresión en adolescentes (Stringaris, Maughan, Copeland, Costello, & Angold, 2013), y que habitualmente no se suele hacer uso de los factores del BDI— no consideramos prudente eliminar dicho ítem. Por otro lado, la ausencia de distribución normal de los reactivos es esperable debido a que aluden a la presencia de síntomas que no se espera que presenten la mayoría de los evaluados. Nótese que se hace también manifiesto en el valor de las medias (todas por debajo de uno), y las desviaciones estándar también indican poca variabilidad (todas por debajo de uno).
En cuanto a los descriptivos, la ausencia de correlación entre la puntuación total y la edad no debe extrañar, puesto que la muestra era muy homogénea, todos eran jóvenes. Esta ausencia de relación entre edad y el BDI también es reportada en el estudio de Sanz y Vázquez (1998) realizado con estudiantes universitarios españoles. En el citado estudio tampoco se observaron diferencias en función del género, contrario a lo observado en el presente estudio, donde las mujeres obtuvieron mayores puntuaciones de sintomatología depresiva que los varones.Esto coincide con lo reportado por diferentes autores que señalan que las diferencias en la presencia de sintomatología depresiva se inician en la adolescencia (Nolen-Hoeksema & Girgus, 1994; Wade et al., 2002) y la prevalencia general de depresión es superior en mujeres respecto a los hombres a nivel mundial (Lim et al., 2018) y nacional (Bello et al., 2005).
Debe señalarse que la media general se halla justo en el límite entre depresión mínima y leve, tomando como referencia la clasificación de Beck ySteer (1993). Los resultados sobre la distribución por grupos derivados de la clasificación realizada por Beck y Steer (1993) son algo inferiores en gravedad respecto a lo reportado por Montoya et al., (2010), pero bastante más graves que los hallados por Sanz y Vázquez (1988). Los resultados del presente estudio pueden ser un indicador preocupante, y en especialsi tenemos en cuenta que más de un 15% se sitúan en valores que indican la posible presencia de depresión moderada o grave. Además, haciendo uso del punto de corte de 18 sugerido por diversos autores (Chan, 1991; Kendall et al., 1987; Rudd & Rajab, 1995), hasta un 13.3% muestran valores compatibles con probable cumplimiento de trastorno depresivo mayor según criterios DSM-5 (American PsychiatricAssociation, 2013). No obstante, debe recordarse que en México no se dispone de ningún estudio sobre validez diferencial para corroborar el 18 como punto de corte (o quizás otro) para detectar el posible trastorno depresivo mayor, tanto en población general como en estudiantes universitarios. Sería conveniente en un futuro realizar estudios sobre validez diferencial del BDI-I a través de entrevistas estructuradas, realizar el diagnóstico de trastorno depresivo mayor y compararlo con muestras con trastornos de ansiedad (sin comorbilidad de depresión) y con población sana (corroborado a partir de una evaluación exhaustiva).
Por otro lado, se hace necesario el estudio de la fiabilidad test-retest en esta población, así como realizar estudios sobre la sensibilidad al cambio de la escala en pacientes con trastornos depresivos que manifiestan mejoría clínicamente significativa después de recibir un tratamiento.
Debe mencionarse una notable limitación del presente trabajo, referida a que se utilizó solo estudiantes universitarios.Ello supone que la muestra presenta sesgos importantes, como el predominio de la juventud y del género femenino. Debido a ello, los resultados solo son representativos de población universitaria de Michoacán. Sería conveniente hacer uso de una población general con mayor variabilidad respecto a las características sociodemográficas para poder generalizar los resultados.
También es necesario comentar las limitaciones del BDI-I respecto al BDI-II, ya que en este último se pregunta por la presencia de exceso de alimentación y de sueño, y por alteraciones en el aparato motor. Aunque sean síntomas menos frecuentes, el BDI-I no es útil para detectar los síntomas atípicos de la depresión y las alteraciones motoras.
Puede concluirse que la escala BDI, debido a los indicadores mostrados en la presente investigación, y tomando en consideración los que se han reportado en estudios previos, es un instrumento válido, fiable y de gran utilidad para evaluar la presencia de sintomatología depresiva en población universitaria de Michoacán (México). Es importante señalar que la detección precoz de la sintomatología depresiva es fundamental por el elevado riesgo asociado al fracaso escolar, a otras patologías, e incluso al riesgo de suicidio. Asimismo, a partir de los resultados se infiere que un porcentaje importante de estudiantes universitarios pueden encontrarse en riesgo de padecer depresión, lo cual supone una señal de alerta que requiere urgente y eficaz atención.
