Printer Friendly

El "inventario de ansiedad de beck" (BAI): propiedades psicometricas de la version espanola en pacientes con trastornos psicologicos.

Introduccion

Un estudio publicado recientemente y realizado a partir de la base de datos bibliograficos PsycINFO, identificaba al "Inventario de ansiedad de Beck" (Beck Anxiety Inventory, BAI; Beck, Epstein, Brown y Steer, 1988; Beck y Steer, 1993) como el instrumento de evaluacion de la ansiedad mas utilizado en la investigacion psicologica (Piotrowski y Gallant, 2009), avanzando desde la tercera posicion que le situaba un estudio similar publicado diez anos antes (Piotrowski, 1999). En Espana, el BAI tambien ha ido ganando popularidad en los ultimos anos, de manera que una busqueda en PsycINFO realizada en abril de 2011 con las palabras "Beck Anxiety Inventory" en los campos "resumen" o "pruebas y medidas" y la palabra "Spain" en el campo "afiliacion", encontro 43 estudios espanoles que habian utilizado el BAI para medir la ansiedad.

Es probable que la popularidad del BAI en la investigacion psicologica internacional y nacional se deba, entre otros motivos, a sus caracteristicas. El BAI se construyo con la intencion de disponer de una medida breve (21 items) de ansiedad clinica que a su vez permitiera discriminar la ansiedad de la depresion: "el BAI se desarrollo para abordar la necesidad de un instrumento que pudiera discriminar fiablemente la ansiedad de la depresion y, al mismo tiempo, mostrase validez convergente" (Beck et al., 1988, p. 893). La distincion psicometrica entre ansiedad y depresion ha sido desde los anos 80 del siglo pasado una cuestion controvertida, ya que ambos constructos comparten muchos sintomas definitorios y esto hace que sea muy dificil su separacion fiable mediante cuestionarios, escalas o inventarios y que estos tiendan a correlacionar de forma elevada (> 0,50) (Bados, Gomez-Benito y Balaguer, 2010; Gotlib y Cane, 1989; Sanz y Navarro, 2003; Watson, 2005).

Tras analizar su contenido, Sanz y Navarro (2003) concluian que el BAI cubre 13 de los 29 sintomas distintos que, segun el DSM-IV, definen los trastornos de ansiedad primarios y no forman parte de los criterios sintomaticos de los trastornos depresivos. Es decir, los items del BAI reflejan el 44,8% de los sintomas especificos de la ansiedad clinica, porcentaje aceptable si se compara con el que muestra la escala de ansiedad rasgo del "Cuestionario de ansiedad estado-rasgo" (State- Trait Anxiety Inventory, STAI; Spielberger, Gorsuch y Lushene, 1997), el cuestionario especifico mas utilizado para la evaluacion de la ansiedad en Espana (Muniz y Fernandez-Hermida, 2010), cuyos items tan solo reflejan el 17,4% de los sintomas especificos de la ansiedad clinica.

Ademas, el porcentaje de sintomas especificos de ansiedad que cubre el BAI parece mas aceptable si se tiene en cuenta que: (1) sus items cubren el 78% de los sintomas que definen las crisis de angustia segun el DSM-IV (Sanz y Navarro, 2003), lo cual es una caracteristica importante para la evaluacion de la ansiedad clinica ya que las crisis de angustia pueden aparecer en el contexto de todos los trastornos de ansiedad y (2) la evaluacion de mas sintomas de ansiedad supondria la inclusion de items adicionales y, por tanto, podria comprometer las ventajas practicas de poseer un instrumento tan breve como el BAI (p. ej., para la evaluacion continuada del progreso terapeutico de los pacientes es deseable contar con instrumentos de aplicacion y correccion rapidas y faciles) (Sanz y Garcia-Vera, 2007).

Un equipo de investigacion de la Universidad Complutense de Madrid realizo una version espanola del BAI y analizo sus propiedades psicometricas en muestras espanolas de estudiantes universitarios y de la poblacion general (Sanz y Navarro, 2003; Magan, Sanz y Garcia-Vera, 2008). Sin embargo, el BAI se creo principalmente para "cubrir la necesidad de una medida fiable y valida de ansiedad especificamente disenada para su uso con poblaciones psiquiatricas" (Beck et al., 1988, p. 896). Por tanto, un parte fundamental de la adaptacion de esa version espanola del BAI requeriria el estudio de sus propiedades psicometricas en relacion con ese objetivo original, es decir, en muestras de pacientes con trastornos psicologicos, propiedades que, en el caso de la version original o de las versiones realizadas en otros paises han sido analizadas con amplitud y con resultados satisfactorios (Beck et al., 1988; Beck y Steer, 1993; Hewitt y Norton, 1993; Steer, 2009; Steer, Clark, Beck y Ranieri, 1995, 1998; Steer, Ranieri, Beck y Clark, 1993; Stulz y Crits-Christoph, 2010; Sasmundsson et al., 2011). Por ejemplo, en esos estudios previos se administro el BAI a 3.888 pacientes con diversos trastornos psicologicos, y el coeficiente medio alfa de Cronbach (ponderado por el numero de participantes de cada estudio) fue 0,92 (tabla 1), el cual puede considerarse excelente de acuerdo a los estandares propuestos por Prieto y Muniz (2000). En consecuencia, el objetivo principal del presente estudio era obtener, en una muestra de pacientes ambulatorios espanoles con trastornos psicologicos, datos de fiabilidad y de validez de la version espanola del BAI, incluyendo la validez discriminante respecto a una medida de depresion, que permitieran sustentar su utilizacion como instrumento para la cuantificacion de la gravedad de los sintomas ansiosos que presentan dichos pacientes.

Metodo

Participantes

El BAI se aplico a una muestra de 307 pacientes (63,8% mujeres) con diversos diagnosticos psicopatologicos que fueron atendidos entre junio de 2006 y diciembre de 2010 en la Clinica Universitaria de Psicologia de la Universidad Complutense de Madrid (Espana). La edad de los pacientes se encontraba entre 18 y 77 anos, con una media de 31,5 anos (DT= 12). El 68,7% de los pacientes estaba soltero, el 23,5% casado o conviviendo con otra persona de manera estable, el 3,9% separado o divorciado, el 3,3% viudo y sobre el 0,7% restante no se tenian datos sobre su estado civil. El 49,2% de los pacientes estaba trabajando, el 39,4% era estudiante, el 3,6% estaba en paro, el 2,6% era ama de casa, el 1,3% estaba jubilado o era pensionista, el 1,6% tenia otras situaciones laborales y del 2,3% restante no se tenian datos sobre su situacion laboral. El 54,7% de los pacientes tenia estudios universitarios, el 34,5% estudios de bachillerato, formacion profesional o equivalentes, el 5,9% estudios de EGB o equivalentes, el 2,9% estudios primarios, el 0,3% no habia ido nunca a la escuela y del restante 1,6% no habia datos sobre su nivel educativo. La mayoria de los pacientes recibieron un diagnostico principal segun el DSM-IV de trastorno de ansiedad (30,3%), trastorno depresivo (16,3%) o trastorno adaptativo (12,4%), estando los demas diagnosticos principales por debajo de un 5% de la muestra. Entre los primeros, predominaban, por este orden, los diagnosticos de trastorno obsesivo compulsivo (6,5% de la muestra total), fobia social (5,9%), trastorno de angustia con agorafobia (4,9%), trastorno de ansiedad generalizada (4,2%), trastorno de angustia sin agorafobia (2,3%), fobia especifica (1,6%), agorafobia (1%) y trastorno por estres postraumatico (1%). Entre los trastornos depresivos, la mayoria eran diagnosticos de trastorno depresivo mayor (12,4% de la muestra total) y trastorno distimico (2,6%). Entre los trastornos adaptativos, predominaban el trastorno adaptativo mixto con ansiedad y estado de animo depresivo (8,5% de la muestra total) y el trastorno adaptativo con estado de animo depresivo (2,6%). En la tabla 2 se resumen los diagnosticos DSM-IV que recibieron los pacientes que participaron en el presente estudio asi como sus caracteristicas demograficas (sexo y edad) en funcion de tales diagnosticos.

Instrumentos

* "Inventario de ansiedad de Beck" (Beck Anxiety Inventory, BAI; Beck et al., 1988; Beck y Steer, 1993). El BAI es un instrumento de autoinforme de 21 items disenado para evaluar la gravedad de la sintomatologia ansiosa. Cada item del BAI recoge un sintoma de ansiedad y para cada uno de ellos la persona debe valorar el grado en que se ha visto afectado por el mismo durante la ultima semana, utilizando para ello una escala tipo Likert de cuatro puntos que va desde 0 (Nada en absoluto) hasta 3 (Gravemente, casi no podia soportarlo). Cada item se valora de 0 a 3 puntos en funcion de la respuesta dada por el individuo y, tras sumar directamente la puntuacion de cada item, se obtiene una puntuacion total que varia de 0 a 63. En este estudio se utilizo la version espanola del BAI de Sanz y Navarro (2003).

* "Inventario de depresion de Beck-II" (Beck Depression Inventory-Second Edition, BDI-II; Beck, Steer y Brown, 1996). El BDI-II es un instrumento de autoinforme de 21 items disenado para evaluar la gravedad de la sintomatologia depresiva. En cada uno de sus items la persona tiene que elegir, entre un conjunto de cuatro alternativas ordenadas de menor a mayor gravedad, la frase que mejor describe su estado durante las ultimas dos semanas. Cada item se valora de 0 a 3 puntos en funcion de la alternativa escogida y, tras sumar directamente la puntuacion de cada item, se obtiene una puntuacion total que varia de 0 a 63. En este estudio se utilizo la version espanola del BDI-II de Sanz, Navarro y Vazquez (2003), cuyas propiedades psicometricas han sido examinadas tanto en muestras espanolas de estudiantes universitarios (Sanz, Navarro y Vazquez, 2003) y de adultos de la poblacion general (Sanz, Perdigon y Vazquez, 2003), como de pacientes con trastornos psicologicos (Sanz, Garcia-Vera, Espinosa, Fortun y Vazquez, 2005), obteniendose en todos los casos indices de fiabilidad y validez adecuados. En la muestra del presente estudio se obtuvo un coeficiente alfa de Cronbach de consistencia interna de 0,91.

Procedimiento

En el momento de admision a la Clinica, todos los pacientes pasaron por una evaluacion individual realizada por un psicologo clinico con una duracion media de tres sesiones, de una duracion aproximada de 60 minutos cada sesion y tras la cual se efectuo un diagnostico DSM-IV (American Psychiatric Association, 1996). Durante esa evaluacion se administro el BAI y el BDI-II, por este orden, junto a otros instrumentos especificos para los problemas concretos de los pacientes y, en practicamente todos los casos, los inventarios de Beck fueron aplicados durante la primera o segunda sesion de evaluacion (29,2% y 66% de los casos, respectivamente). Aunque algunos pacientes completaron el BAI o el BDI-II en mas ocasiones a lo largo de la terapia, solo se presentan los datos recogidos durante la evaluacion inicial. Por razones diversas, 14 pacientes no completaron el BDI-II durante la evaluacion inicial, por lo que para los analisis que implican dicho inventario la muestra final del presente estudio quedo constituida por 293 pacientes. Todos los pacientes fueron atendidos en regimen ambulatorio y de todos ellos se recogio informacion demografica y clinica basica. Ademas, como parte de otras investigaciones en curso en la Clinica, durante la evaluacion inicial los pacientes completaron en casa o durante la sesion otros instrumentos psicopatologicos, incluyendo el "Inventario clinico multiaxial de Millon-III" (Millon Clinical Multiaxial Inventory-III, MCMI-III; Millon, Davis y Millon, 2007), el "Listado para el episodio depresivo" (Sanz et al., 2005) y la seccion de trastornos del estado de animo de la "Entrevista clinica estructurada para los trastornos del eje I del DSM-IV" (Structured Clinical Interview for DSM-IV, SCID-I-VC; First, Spitzer, Gibbon y Williams, 1999), investigaciones para las cuales se les pidio su consentimiento informado. El diagnostico utilizado en la presente investigacion fue el realizado por los psicologos clinicos al final del proceso de evaluacion inicial, teniendo en cuenta toda la informacion resultante de todos los instrumentos de evaluacion y diagnostico administrados a los pacientes bien durante la evaluacion clinica habitual o bien durante la evaluacion de las investigaciones en curso.

Analisis estadisticos

Todos los analisis estadisticos se realizaron con el programa estadistico SPSS, version 19. En linea con la literatura cientifica previa (Beck et al., 1988; Hewitt y Norton, 1993; Steer, Rissmiller, Ranieri y Beck, 1993), para analizar la validez factorial del BAI se realizo un analisis factorial de ejes principales. Como criterio para determinar el numero de factores, se utilizo principalmente el test de minima correlacion parcial promediada de Velicer (MAP), realizado mediante el programa de instrucciones de SPSS de O'Connor (2000), ya que los estudios de simulacion muestran que el MAP es uno de los mejores metodos para evaluar la dimensionalidad de una matriz de datos (Zwick y Velicer, 1986). Los resultados del test de MAP de Velicer se complementaron con los obtenidos mediante un analisis visual del grafico de sedimentacion (scree test) de Cattell y con el analisis de la interpretacion psicologica de la matriz de configuracion tras una rotacion oblicua promax. Se escogio una rotacion oblicua puesto que se supone que los sintomas de ansiedad forman un sindrome y, por tanto, sus posibles factores subyacentes estarian correlacionados entre si. Para el analisis de la interpretacion psicologica se consideraron las saturaciones o cargas factoriales iguales o mayores de 0,35 como significativas, y las menores de 0,25 como despreciables.

La solucion factorial obtenida fue comparada con las encontradas previamente en muestras espanolas mediante el calculo del coeficiente de correlacion de Pearson entre las saturaciones de los factores, considerandose una buena convergencia factorial cuando el coeficiente de correlacion superaba el estandar de 0,75 propuesto por Cliff (1966) para afirmar que dos factores tienen una interpretacion similar.

La fiabilidad de consistencia interna del BAI fue estimada a partir del coeficiente alfa de Cronbach, de las correlaciones de Pearson entre sus items y de los coeficientes de correlacion de Pearson entre las puntuaciones en cada uno de los items y la puntuacion total corregida en el BAI (es decir, la puntuacion total sin tener en cuenta el item en cuestion).

La validez discriminante del BAI fue analizada mediante el calculo del coeficiente de correlacion de Pearson con el BDI-II y mediante un analisis factorial conjunto de los items del BAI y del BDI-II. Puesto que se trataba de examinar si el BAI mide sintomas afectivos diferentes de los de la depresion, en este analisis factorial se extrajeron dos factores mediante ejes principales y se rotaron con promax.

La capacidad del BAI para diferenciar pacientes con trastornos de ansiedad de pacientes con otros tipos de diagnostico se estimo analizando las diferencias en las puntuaciones del BAI entre grupos de pacientes con distinto diagnostico. Para protegerse de la comision de errores de tipo II y no mermar la capacidad de generalizacion de los resultados, se restringieron los analisis a aquellos grupos diagnosticos que incluian al menos 20 pacientes.

Antes de examinar si las medias en el BAI de tales grupos diagnosticos diferian, se compararon dichos grupos entre si respecto a las variables demograficas mediante pruebas de [ji al cuadrado] (sexo) y ANOVA (edad y nivel de estudios). Cuando estas pruebas [ji al cuadrado] o ANOVA no resultaron estadisticamente significativas, se realizaron ANOVA sobre las puntuaciones del BAI con el grupo diagnostico como factor intersujetos; cuando aquellas resultaron estadisticamente significativas, los ANOVA sobre las puntuaciones del BAI con el grupo diagnostico como factor intersujetos fueron reemplazados por ANCOVA similares en los que las diferencias en las variables demograficas fueron controladas mediante la introduccion de las mismas como covariables.

En los ANOVA o ANCOVA anteriores, para estimar el tamano del efecto del grupo diagnostico se calculo el estadistico [[eta].sup.2] o eta cuadrado a partir de las sumas de cuadrados que ofrecia el SPSS (vease Levine y Hullet, 2002). Segun Cohen (1988), un valor de n2 igual a 0,0099 representa un tamano del efecto pequeno, 0,0588 un tamano del efecto medio o moderado y 0,1379 un tamano del efecto grande.

Cuando los ANOVA o ANCOVA sobre las puntuaciones del BAI fueron estadisticamente significativos, se realizaron pruebas t de Student de comparacion entre pares de grupos diagnosticos y el tamano del efecto de las diferencias entre grupos se estimo mediante el estadistico d de Cohen (o diferencia estandarizada en desviaciones tipicas). Segun Cohen (1988), un valor de d igual a 0,20 representa un tamano del efecto pequeno, 0,50 un tamano del efecto medio o moderado y 0,80 un tamano del efecto grande.

Antes de realizar los ANOVA o ANCOVA anteriores, se puso a prueba la homogeneidad de las varianzas de los grupos diagnosticos en la variable dependiente en cuestion mediante el estadistico de Levene. En el caso de que dicho estadistico fuera significativo y, por tanto, se demostrara la desigualdad de varianzas, se utilizaron estadisticos robustos al incumplimiento del supuesto de homocedasticidad, en concreto, el estadistico F de Brown-Forsythe para comprobar de manera global la igualdad de las medias de los grupos y la prueba t con la formula para varianzas separadas para hacer comparaciones concretas entre pares de grupos.

Resultados

Validez factorial

El test de Kaiser-Meyer-Olkin de adecuacion muestral (KMO= 0,90) y la prueba de esfericidad de Bartlett ([ji al cuadrado][210]= 2530,91; p< 0,001) indicaron que el modelo factorial era adecuado para las respuestas a los items del BAI, por lo que se llevo a cabo un analisis factorial de ejes principales. El test de MAP de Velicer indicaba una solucion bifactorial para el BAI y, de hecho, aunque la extraccion inicial arrojo cinco factores con valores propios mayores que uno, a partir de los dos primeros factores, que explicaban un 35,1% y un 8,7% de varianza, respectivamente, la varianza explicada por los restantes factores era muy pequena y tendia a disminuir de manera asintotica (6,1%, 5,4%, 4,9%, 4,2%, 3,7%, y 3,4%, para los restantes seis factores), de forma que un analisis visual del grafico de sedimentacion (scree test) de Cattell sugeria la existencia de uno o dos factores de ansiedad (los valores propios de los ocho primeros factores fueron, respectivamente, 7,4, 1,8, 1,3, 1,1, 1,0, 0,88, 0,78, y 0,72).

Las saturaciones factoriales para la solucion bifactorial, tras la rotacion promax de los dos factores extraidos, se presentan en la tabla 3, en la cual se puede observar que los dos factores se correspondian con un factor somatico y otro afectivo- cognitivo. Efectivamente, el primer factor quedaba definido por los siguientes 10 items del BAI que presentaban saturaciones significativas (> 0,35) en ese factor y saturaciones despreciables (< 0,25) en el segundo: "mareos-vertigos", "indigestion-molestias abdominales", "debilidad en las piernas", "desmayo", "sudoracion", "dificultad para respirar", "sensacion de calor", "temblor de manos", "hormigueo-entumecimiento" y "rubor facial", y por los siguientes cuatro items del BAI que tambien presentaban saturaciones significativas (> 0,35) en el primer factor, pero menores de 0,35 en el segundo factor: "sensacion de ahogo", "palpitaciones", "temblor generalizado" e "incapacidad para relajarse". Salvo este ultimo item, los restantes reflejaban sintomas ansiosos netamente somaticos o vegetativos. El segundo factor estaba configurado por los siguientes cinco items que presentaban saturaciones significativas en dicho factor y despreciables en el primero: "estar asustado", "miedo a que suceda lo peor", "sensacion de estar aterrorizado", "miedo a perder el control" y "miedo a morir", y por los siguientes dos items que tambien presentaban saturaciones significativas en el segundo factor, pero menores de 0,35 en el primero: "nerviosismo" y "sensacion de inestabilidad". Con la excepcion de este ultimo item, los restantes expresaban sintomas netamente afectivos- cognitivos de la ansiedad.

Al analizar el grado de convergencia entre la solucion bifactorial encontrada en la presente muestra de pacientes espanoles con trastornos psicologicos y las encontradas en la muestra de estudiantes universitarios espanoles de Sanz y Navarro (2003) y en la de adultos de la poblacion general espanola de Magan et al. (2008), las correlaciones entre la saturacion factorial del factor somatico de la muestra clinica con las correspondientes de las muestras no clinicas fueron iguales a 0,94 (estudiantes universitarios) y 0,85 (poblacion general), mientras que las correlaciones de la saturacion factorial del factor afectivo-cognitivo de la muestra clinica con las correspondientes de las muestras no clinicas fueron iguales a 0,93 (estudiantes universitarios) y 0,86 (poblacion general), valores todos ellos que superaban el estandar de 0,75 que segun Cliff (1966) indica que los factores tienen una interpretacion similar.

Los dos factores, el somatico y el afectivo-cognitivo, se mostraban altamente correlacionados entre si (r= 0,73), lo que podria sugerir la posible existencia de un unico factor en el BAI que subyaciera tras los factores somatico y afectivo- cognitivo. De hecho, la plausibilidad de una solucion unifactorial, que reflejaria el constructo general de ansiedad, venia avalada ademas por el hecho de que todos los items del BAI, con la unica excepcion del item 20, saturaban mas de 0,40 cuando solo se extraia un unico factor mediante el analisis de ejes principales (tabla 3).

En resumen, el BAI mostraba dos posibles soluciones factoriales con indices adecuados de plausibilidad, una solucion de dos factores altamente correlacionados y otra unifactorial. Estos resultados, sin embargo, no tienen por que ser contradictorios, puesto que podrian reflejar que el BAI mide una dimension general (o factor comun de segundo orden) de ansiedad que estaria compuesta por dos dimensiones sintomaticas (o dos factores especificos de primer orden) altamente relacionadas, una somatica y otra afectiva-cognitiva. No obstante, cabria preguntarse cual es la contribucion relativa del factor general y de los factores especificos en el BAI. Para ello, se realizo un analisis factorial de ejes principales basado en la correlacion entre los factores somatico y afectivo-somatico, y, posteriormente, mediante las instrucciones SPSS escritas por Wolff y Preising (2005), se llevo a cabo la transformacion de Schmid-Leiman (Gorsuch, 1983) sobre las matrices de saturaciones factoriales tanto de este analisis factorial de segundo orden como de la solucion bifactorial rotada de primer orden del BAI, de forma que se pudiera estimar la cantidad relativa de varianza independiente que explicaban los factores especificos o de primer orden respecto a la cantidad de varianza que explicaba el factor comun o de segundo orden, asi como las saturaciones factoriales de los items del BAI tanto en el factor de segundo orden como en cada uno de los factores de primer orden. En la tabla 3 se presentan estas ultimas saturaciones factoriales.

Los resultados de la transformacion de Schmid-Leiman revelaron que el factor comun o de segundo orden explicaba un 74,1% de la varianza, mientras que los dos factores de primer orden tan solo explicaban, respectivamente, 13,9% y 12% de la varianza. De hecho, todos los items del BAI, menos el item 20 ("rubor facial"), presentaban saturaciones iguales o mayores de 0,35 en el factor de segundo orden y, en 12 de ellos, tales saturaciones eran iguales o mayores de 0,50. En contraste, tan solo 3 items presentaban saturaciones iguales o mayores de 0,35 en los factores de primer orden (los 3 items en el segundo factor) y, en ninguno de esos 3 items, tales saturaciones eran mayores que las que presentaban en el factor de segundo orden. Ademas, para 7 de los 21 items del BAI, sus saturaciones en ambos factores de primer orden no superaban 0,25 (tabla 3).

Consistencia interna

El analisis de la consistencia interna del BAI arrojo un coeficiente alfa de Cronbach de 0,90, lo que indicaba una muy buena consistencia interna (Prieto y Muniz, 2000). La media de las correlaciones de Pearson interitems del BAI fue 0,31, con un minimo de 0,04 y un maximo de 0,73. Briggs y Cheek (1986, p. 115) han propuesto que las correlaciones interitems deberian situarse en el rango 0,10-0,50 y, de manera optima, en el rango 0,20-0,40, para asi alcanzar un equi libro aceptable entre consistencia interna y amplitud de la medida. En la presente muestra de pacientes, de las 210 correlaciones interitems, solo una fue inferior a 0,10 (0,5% del total) y solo 9 fueron mayores de 0,50 (4,3%), mientras que 142 (67,6%) se situaron en el rango optimo. Los coeficientes de correlacion de Pearson entre las puntuaciones en cada uno de los items y la puntuacion total corregida en el BAI (tabla 4) oscilaron entre 0,34 para el item "rubor facial" y 0,67 para el item "nerviosismo", siendo todos ellos estadisticamente significativos (con N= 307, un coeficiente> 0,19 es significativo con p> 0,001) y superiores al minimo de 0,30 propuesto por Nunnally y Bernstein (1995).

Validez discriminante: relacion con la depresion

Se obtuvo un coeficiente de correlacion de Pearson de 0,56 entre el BAI y el BDI-II (n= 293), el cual fue estadisticamente significativo con p< 0,001 y puede considerarse alto, segun los valores convencionales de Cohen (1988) para los tamanos del efecto de los coeficientes de correlacion (> 0,50). Esta correlacion podria, en principio, sugerir falta de validez discriminante por parte del BAI. No obstante, dado el solapamiento de las definiciones de ansiedad y depresion (Sanz y Navarro, 2003), cierta correlacion entre sus medidas es esperable. Por tanto, la cuestion deberia plantearse en terminos de si el BAI, a pesar de su alta correlacion con medidas de depresion como el BDI-II, permite medir una sintomatologia afectiva diferente de la depresion. Para responder a esa pregunta se realizo un analisis factorial con todos los items del BAI y del BDI-II, ya que ademas tanto el test de Kaiser-Meyer- Olkin de adecuacion muestral (KMO= 0,91) como la prueba de esfericidad de Bartlett ([ji al cuadrado][861]= 5425,65; p< 0,001) indicaban que el modelo factorial era adecuado para esos datos. Como puede verse en la tabla 5, la matriz de configuracion resultante de extraer dos factores mediante ejes principales y de rotarlos con promax reflejo claramente la existencia de un factor de depresion y de otro de ansiedad, los cuales correlacionaban entre si de forma alta (r= 0,55), pero quedaban claramente definidos por los items de sus correspondientes instrumentos.

Considerando como despreciables las saturaciones menores de 0,25, todos los items que definian el primer factor (depresion) pertenecian al BDI-II (con saturaciones entre 0,79 y 0,27), y 19 de los 21 items del BDI-II presentaban saturaciones mayores de 0,40 en ese primer factor (tabla 5). De forma similar, todos los items que definian el segundo factor (ansiedad) pertenecian al BAI (con saturaciones que oscilaban entre 0,74 y 0,27), con la unica excepcion del item "agitacion" del BDI-II que mostraba una saturacion mayor de 0,40 en ese segundo factor (excepcion que parece logica dado que la agitacion es un sintoma compartido por los constructos de ansiedad y depresion). Es mas, 19 de los 21 items del BAI presentaban saturaciones mayores de 0,40 en ese segundo factor de ansiedad (tabla 5).

Distribucion de las puntuaciones del BAI

Las puntuaciones totales del BAI oscilaron en la presente muestra entre 0 y 59, con una media igual a 17,4 (DT= 11,3), y tanto el indice de apuntamiento como el indice de simetria de la curva de distribucion de dichas puntuaciones no superaban los valores de [+ o -] 1 (curtosis= 0,09 y simetria= 0,75), lo que sugeria que dicha distribucion no diferia de forma considerable de la curva normal. Teniendo en cuenta las categorias de gravedad de sintomatologia ansiosa (minima, leve, moderada y grave) propuestas en la ultima edicion del manual del BAI (Beck y Steer, 1993), el 19,5% de los pacientes de la presente muestra obtuvieron puntuaciones totales en el BAI entre 0 y 7 (ansiedad minima), el 31,9% puntuaciones entre 8 y 15 (ansiedad leve), el 24,1% puntuaciones entre 16 y 25 (ansiedad moderada) y el 24,4% restante puntuaciones iguales o mayores de 26 (ansiedad grave).

Las correlaciones de las puntuaciones total del BAI con la edad (coeficiente de correlacion de Pearson) y el sexo (coeficiente de correlacion biserial puntual con el sexo codificado como 0= varon y 1= mujer) fueron muy bajas y estadisticamente no significativas (respectivamente, r= -0,108 con p= 0,06 y r= 0,09 con p= 0,11), pero si se encontro un coeficiente de correlacion de Pearson estadisticamente significativo con el nivel de estudios (r= -0,13; p= 0,024), indicando un menor grado de sintomatologia ansiosa asociado a un mayor nivel educativo, aunque el tamano de dicha correlacion fue pequeno segun los estandares de Cohen (1988).

Como puede verse en la tabla 4, la puntuacion media de los items del BAI fue 0,83, con un minimo de 0,36 y un maximo de 1,84. Los siguientes items del BAI recibieron las mayores puntuaciones en intensidad: "nerviosismo", "incapacidad para relajarse", "miedo a que suceda lo peor" y "estar asustado".

Validez de criterio: diferenciacion entre pacientes con y sin trastornos de ansiedad

Las medias y desviaciones tipicas en la puntuacion total del BAI de los grupos diagnosticos que incluian al menos 20 pacientes se presentan en la tabla 6. La capacidad del BAI para diferenciar pacientes con trastornos de ansiedad de pacientes con otros tipos de diagnostico se estimo analizando por un lado las diferencias en las puntuaciones del BAI entre los siguientes cuatro grupos diagnosticos de pacientes: trastornos de ansiedad, trastornos depresivos, trastornos adaptativos y otros trastornos-problemas. Antes de examinar si las medias en el BAI de esos cuatro grupos diferian, se compararon entre si respecto a las variables sociodemograficas, no encontrandose ninguna diferencia estadisticamente significativa entre los mismos ni en cuanto a la proporcion de varones y mujeres que incluian ([ji al cuadrado][3]= 3,51; p= 0,320; V de Cramer= 0,11) ni respecto a la edad media (F[3, 268]= 1,75; p= 0,157; [[eta].sup.2]= 0,019) o el nivel de estudios medio (F[3, 267]= 0,91; p= 0,437; n2= 0,010). Al no constatarse ninguna diferencia estadisticamente significativa entre los cuatro grupo diagnosticos en las variables demograficas, se realizo un simple ANOVA sobre las puntuaciones del BAI con el grupo diagnostico como factor intersujetos, el cual revelo un efecto estadisticamente significativo y moderado de dicho factor (F de Brown-Forsythe[3, 213,79]= 7,91; p< 0,001; [[eta].sup.2] = 0,079).

Posteriores pruebas t comparando el grupo de pacientes con trastornos de ansiedad frente al resto de grupos con otros diagnosticos no de ansiedad, indicaron que los pacientes con trastornos de ansiedad no obtenian puntuaciones significativamente mas altas en el BAI que los pacientes con trastornos depresivos (p= 0,15; d= 0,23), pero si que los pacientes con trastornos adaptativos (p= 0,011; d= 0,48) y los pacientes con otros trastornos-problemas psicologicos (p< 0,001; d= 0,69), y en estos dos casos las diferencias fueron de tamano moderado o entre moderado y grande (tabla 6).

La capacidad del BAI para diferenciar pacientes con trastornos de ansiedad de pacientes con otros tipos de diagnostico se estimo tambien analizando las diferencias en las puntuaciones del BAI entre los siguientes cinco grupos diagnosticos de pacientes: trastorno de angustia/agorafobia, trastorno obsesivo-compulsivo, trastorno depresivo mayor, trastornos adaptativos y otros trastornos-problemas (tabla 6). De nuevo, antes de examinar si las medias en el BAI de esos cinco grupos diferian, se compararon entre si respecto a las variables sociodemograficas, no encontrandose ninguna diferencia estadisticamente significativa entre los mismos respecto a la edad (F[4, 207]= 1,40; p= 0,235; [[eta].sup.2]= 0,026) o el nivel de estudios (F[4, 204]= 0,65; p= 0,629; [[eta].sup.2]= 0,012), pero si respecto a la proporcion de varones y mujeres que incluian ([ji al cuadrado][4]= 13,25; p< 0,01; V de Cramer= 0,25).

Por lo tanto, incluyendo el sexo como covariable, se realizo un ANCOVA sobre las puntuaciones en el BAI con el grupo diagnostico (con cinco grupos) como factor intersujetos, el cual revelo un efecto estadisticamente significativo y entre moderado y grande de dicho factor (F[4, 206]= 6,98; p< 0,001; n2= 0,12), pero no de la covariable sexo (F[1, 206]= 1,64; p= 0,201; n2= 0,007).

Las pruebas t comparando los grupos de pacientes con trastorno de angustia/ agorafobia o con trastorno obsesivo-compulsivo frente al resto de grupos con diagnosticos no de ansiedad indicaron que los pacientes con trastorno de angustia-agorafobia y con trastorno obsesivo-compulsivo obtenian puntuaciones significativamente mas altas en el BAI que los pacientes con trastornos adaptativos (p= 0,012; d= 0,62, y p= 0,004; d= 0,66, respectivamente) y los pacientes con otros trastornos-problemas psicologicos (p< 0,001; d= 0,84, y p= 0,001; d= 0,87, respectivamente), y en todos los casos las diferencias oscilaron entre un tamano moderado y uno grande. Sin embargo, los pacientes con trastorno de angustia-agorafobia y con trastorno obsesivo-compulsivo no obtuvieron puntuaciones significativamente mas altas en el BAI que los pacientes con trastorno depresivo mayor (p= 0,301; d= 0,25, y p= 0,126; d= 0,31, respectivamente), y tampoco se encontraron diferencias significativas entre ambos grupos con trastornos de ansiedad en sus puntuaciones en el BAI (p= 0,594; d= 0,06) (tabla 6).

Discusion

El BAI es un instrumento disenado para medir la ansiedad clinica en poblacion psicopatologica y para diferenciarla de la depresion, y el objetivo principal de este estudio era analizar las propiedades psicometricas de su version espanola en una muestra de pacientes espanoles con trastornos psicologicos.

Los resultados de los analisis factoriales realizados con dicha version indican que, en esa muestra, el BAI parece medir una dimension de ansiedad general compuesta por dos dimensiones sintomaticas especificas altamente relacionadas, una somatica y otra afectiva-cognitiva. Esta solucion bifactorial es consistente con los resultados de varios estudios factoriales previos que en muestras de pacientes psiquiatricos habian obtenido una solucion bifactorial con un factor somatico y otro afectivocognitivo (Beck et al., 1988; Hewitt y Norton, 1993; Steer, Rissmiller, Ranieri y Beck, 1993) y tambien replica la solucion bifactorial encontrada en muestras no clinicas espanolas mostrando con estas ultimas un grado de convergencia alto que permite concluir que los dos factores tienen una interpretacion similar (Magan et al., 2008; Sanz y Navarro, 2003).

Sin embargo, las dos dimensiones especificas apenas explican varianza mas alla de la explicada por la dimension general de ansiedad, por lo que se puede concluir que, en muestras de pacientes espanoles con trastornos psicologicos, el BAI se configura como un instrumento unidimensional en el que no tiene mucho sentido crear subescalas (una somatica y otra afectiva-cognitiva) para medir las dimensiones especificas, ya que no se pierde mucha informacion al considerar unicamente la puntuacion global y no considerar la varianza especifica explicada por los factores somatico y afectivo-cognitivo.

La fiabilidad en terminos de consistencia interna de las puntuaciones totales que se obtienen con la version espanola del BAI es elevada (alfa de Cronbach= 0,90) y replica los coeficientes encontrados en los estudios previos realizados con muestras semejantes de otros paises (tabla 1), de forma que el coeficiente medio alfa de Cronbach obtenido en esos estudios previos fue muy similar al hallado en la presente investigacion (0,92 frente 0,90).

Dado el elevado indice de consistencia interna (alfa de Cronbach) de la escala, no es de extranar que todos los items del BAI presentaran tambien indices de consistencia interna (correlaciones corregidas item-total) aceptables en la presente muestra de pacientes con trastornos psicologicos, asi como que la mayoria de sus items presentaran correlaciones interitems en el rango optimo que supone un equilibro aceptable entre consistencia interna y amplitud de la medida.

El BAI permite establecer diferencias individuales entre los pacientes espanoles con trastornos psicologicos en cuanto a la presencia e intensidad de sintomas de ansiedad, de forma que la distribucion de las puntuaciones del BAI en dicha poblacion se ajusta razonablemente a una curva normal y es similar a la encontrada en estudios anteriores con pacientes con trastornos psicologicos de otros paises. Por ejemplo, la media del BAI fue tan solo un punto mas baja aproximadamente que la media encontrada tras analizar conjuntamente los ocho estudios con pacientes con trastornos psicologicos recogidos en la tabla 1. Es mas, los cuatro items del BAI con una puntuacion mayor de intensidad ("nerviosismo", "incapacidad para relajarse", "miedo a que suceda lo peor" y "estar asustado") fueron precisamente los mismos e, incluso, en el mismo orden, que en la muestra normativa estadounidense (Beck et al., 1988; Beck y Steer, 1993).

El BAI correlaciona de forma alta con el BDI-II (r= 0,56), lo que replica, en general, los resultados encontrados en la literatura cientifica previa. Asi, por ejemplo, estudios previos con muestras de pacientes con diversos trastornos psicologicos han encontrado correlaciones entre el BAI y el BDI-II que varian entre 0,43 (Stulz y Crits-Christoph, 2010), 0,59 (Steer et al., 1998) y 0,63 (Hewitt y Norton, 1993). Ademas, el coeficiente de correlacion del presente estudio es consistente con los encontrados en estudios previos con la version espanola: 0,58 en una muestra de estudiantes universitarios espanoles (Sanz y Navarro, 2003) y 0,61 en una muestra de la poblacion general espanola (Magan et al., 2008).

A pesar de esa alta correlacion entre el BAI y el BDI-II, los analisis factoriales realizados conjuntamente con los items del BAI y del BDI-II indican que tales items definen dos factores, uno de ansiedad y otro de depresion, distinguibles entre si, y sugieren que las correlaciones entre los dos instrumentos pueden deberse mas a la relacion entre los constructos de ansiedad y depresion, que a un problema de falta de validez discriminante por parte del BAI.

Los resultados de la presente investigacion tambien indican que la validez de criterio del BAI respecto a su objetivo original, la deteccion y cuantificacion de sintomas ansiosos en pacientes con trastornos psicologicos, es tambien aceptable, aunque mejorable. Utilizando el metodo de los grupos contrastados, se ha encontrado que los pacientes con trastornos de ansiedad, con trastornos de angustia-agorafobia o con trastorno obsesivo-compulsivo tienen puntuaciones medias significativamente mas altas que los pacientes con trastornos adaptativos o con otros trastornos psicologicos distintos de los trastornos depresivos, pero no que los pacientes con trastorno depresivo mayor. Este ultimo dato no solo indica que la validez de criterio del BAI es mejorable con relacion a la diferenciacion entre trastornos de ansiedad y trastornos depresivos, sino que abunda de nuevo en los problemas para distinguir ambos constructos ya que, como Stulz y CritsChristoph (2010) han demostrado recientemente, incluso utilizando versiones refinadas del BAI y del BDI-II que unicamente incluyen items muy especificos de la ansiedad y la depresion, respectivamente, solo se consigue mejorar muy ligeramente la capacidad para diferenciar los trastornos de ansiedad y los trastornos depresivos. Por tanto, aunque cabe la posibilidad de que tanto el BAI como el BDI-II sean instrumentos mejorables respecto a esa distincion, tambien es posible que la misma no sea posible del todo, tal y como defienden las aproximaciones unitarias que conceptualizan ambos trastornos como clases de un trastorno mas general del estado de animo o como manifestaciones de los mismos procesos subyacentes (Andrews, 1996; Tyrer, 2001). Aunque estas aproximaciones son hoy en dia minoritarias frente a las posiciones que, como la del DSM-IV, defienden que la ansiedad y la depresion son conceptual y empiricamente distinguibles, la naturaleza de las relaciones entre ambos constructos continua siendo todavia una cuestion abierta, de cuya resolucion depende como se debe abordar la validez de sus instrumentos de medida (Watson, 2005).

Las conclusiones anteriores sobre las propiedades psicometricas del BAI en muestras de pacientes espanoles con trastornos psicologicos deberian valorarse teniendo en cuenta las limitaciones del presente estudio. Primero, la muestra utilizada fue una muestra incidental en cuya seleccion no se siguieron criterios de muestreo aleatorio ni se utilizaron algunos criterios uniformes de exclusion-inclusion como, por ejemplo, la seleccion sistematica de todos los pacientes que acudieron al centro clinico. En segundo lugar, aunque se exigio el uso de criterios DSM-IV y en cada caso el diagnostico final se baso en el juicio de un psicologo clinico con experiencia sobre la base de una bateria amplia de instrumentos psicopatologicos, incluyendo el modulo de trastornos del estado de animo de una entrevista diagnostica estructurada, dichos psicologos no utilizaron expresamente el modulo de trastornos de ansiedad u otros modulos de dicha entrevista. Futuras investigaciones sobre la version espanola del BAI deberian tratar de solventar estas limitaciones, especialmente el uso de entrevistas estructuradas diagnosticas completas.

En suma, con las cautelas anteriormente citadas, se puede concluir que la version espanola del BAI parece tener unas propiedades psicometricas aceptables como instrumento de evaluacion de la sintomatologia ansiosa en pacientes con trastornos psicologicos, propiedades que recomiendan su uso en este tipo de poblacion y con ese proposito tanto en ambitos clinicos como de investigacion. No obstante, los datos del presente estudio no justifican el uso del BAI como instrumento diagnostico, esto es, para hacer un juicio diagnostico sobre si un paciente padece o no un trastorno de ansiedad. Hacerlo conllevaria confundir los niveles de analisis: sintomasindrome-trastorno. El BAI sirve para identificar sintomas de ansiedad y cuantificar su intensidad, lo que obviamente es muy importante para evaluar, por ejemplo, el progreso terapeutico. Sin embargo, el diagnostico de un trastorno de ansiedad se efectua teniendo en cuenta no solo el tipo y numero de sintomas presentes, sino tambien ciertos criterios de duracion, gravedad, curso, incapacidad y ausencia de ciertas causas posibles o de ciertos diagnosticos concurrentes. El BAI podria ser un buen instrumento para alertar sobre la posible presencia de un trastorno de ansiedad en muestras psicopatologicas, pero el diagnostico deberia ser confirmado posteriormente mediante algun tipo de entrevista diagnostica. Esto requeriria que estudios futuros evaluen expresamente las propiedades psicometricas del BAI para esa funcion de cribado y determinen empiricamente la puntuacion de corte mas apropiada en dicha poblacion para identificar cada uno de los trastornos de ansiedad.

Referencias

American Psychiatric Association (1996). Manual diagnostico y estadistico de los trastornos mentales (4 ed.). Washington, DC: Autor (Orig., 1994).

Andrews, G. (1996). Comorbidity and the general neurotic syndrome. British Journal of Psychiatry, 768(supl. 30), 76-84.

Bados, A., Gomez-Benito, J. y Balaguer, G. (2010). The State-Trait Anxiety Inventory, trait version: does it really measure anxiety? Journal of Personality Assessment, 92, 560-567.

Beck, A. T., Epstein, N., Brown, G. y Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56, 893897.

Beck, A. T. y Steer, R. (1993). Beck Anxiety Inventory manual. San Antonio, TX: Psychological Corporation.

Beck, A. T., Steer, R. A. y Brown, G. K. (1996). BDI-II. Beck Depression Inventory-Second Edition manual. San Antonio, TX: Psychological Corporation.

Briggs, S. R. y Cheek, J. M. (1986). The role of factor analysis in the evaluation of personality scales. Journal of Personality, 54, 106-148.

Cliff, J. (1966). Orthogonal rotation to congruence. Psychometrika, 31, 33-42.

Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2a ed.) Hillsdale, NJ: LEA.

First, M. B., Spitzer, R. L., Gibbon, M. y Williams, J. B. W. (1999). Entrevista clinica estructurada para los trastornos del eje I del DSM-IV. Version clinica. Barcelona: Masson.

Gorsuch, R. L. (1983). Factor analysis (2a ed.). Hillsdale, NJ: LEA.

Gotlib, I. H. y Cane, D. B. (1989). Self-report assessment of depression and anxiety. En P. C. Kendall y D. Watson (dirs.), Anxiety and depression: distinctive and overlapping features (pp. 131-169). San Diego, CA: Academic Press.

Hewitt, P. L. y Norton, G. R. (1993). The Beck Anxiety Inventory: a psychometric analysis. Psychological Assessment, 5, 408-412.

Levine, T. R. y Hullett, C. R. (2002). Eta squared, partial eta squared, and misreporting of effect size in communication research. Human Communication Research, 28, 612- 625.

Magan, I., Sanz, J. y Garcia-Vera, M. P. (2008). Psychometric properties of a Spanish version of the Beck Anxiety Inventory (BAI) in general population. The Spanish Journal of Psychology, 11 , 626-640.

Millon, T., Davis, R. y Millon, C. (2007). MCMI-III. Inventario clinico multiaxial de Millon-III. Madrid: TEA.

Muniz, J. y Fernandez-Hermida, J. R. (2010). La opinion de los psicologos espanoles sobre el uso de los tests. Papeles del Psicologo, 31, 108-121.

Nunnally, J. C. y Bernstein, I. H. (1995). Teoria psicometrica (3a ed.) Mexico: McGraw-Hill.

O'Connor, B. P. (2000). SPSS and SAS programs for determining the number of components using parallel analysis and Velicer's MAP test. Behavior Research Methods, Instruments, and Computers, 32, 396-402.

Piotrowski, C. (1999). The status of the Beck Anxiety Inventory in contemporary research. Psychological Reports, 85, 261-262.

Piotrowski, C. y Gallant, N. (2009). Research use of clinical measures for anxiety in the recent psychological literature. Journal of Instructional Psychology, 36, 84-86.

Prieto, G. y Muniz, J. (2000). Un modelo para evaluar la calidad de los tests utilizados en Espana. Papeles del Psicologo, 77, 65-71.

Sanz, J. y Garcia-Vera, M. P. (2007). Analisis psicometrico de las versiones breves del <<Inventario para la depresion de Beck>> de 1978 (BDI-IA). Psicologia Conductual, 15, 191-214.

Sanz, J., Garcia-Vera, M. P., Espinosa, R., Fortun, M. y Vazquez, C. (2005). Adaptacion espanola del Inventario para la depresion de Beck-II (BDI-II): 3. Propiedades psicometricas en pacientes con trastornos psicologicos. Clinica y Salud, 16, 121-142.

Sanz, J. y Navarro, M. E. (2003). Propiedades psicometricas de una version espanola del Inventario de ansiedad de Beck (BAI) en estudiantes universitarios. Ansiedad y Estres, 9, 59-84.

Sanz, J., Navarro, M. E. y Vazquez, C. (2003). Adaptacion espanola del Inventario para la depresion de Beck-II (BDI-II): 1. Propiedades psicometricas en estudiantes universitarios. Analisis y Modificacion de Conducta, 29, 239-288.

Sanz, J., Perdigon, L. A. y Vazquez, C. (2003). Adaptacion espanola del Inventario para la depresion de Beck-II (BDI-II): 2. Propiedades psicometricas en poblacion general. Clinica y Salud, 14, 249-280.

Spielberger, C. D., Gorsuch, R. L. y Lushene, R. E. (1997). STAI. Cuestionario de ansiedad estado-rasgo. Manual (4a ed. rev.). Madrid: TEA.

Steer, R. A. (2009). Amount of general factor saturation in the Beck Anxiety Inventory responses of outpatients with anxiety disorders. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 31 , 112-118.

Steer, R. A., Clark, D. A., Beck, A. T. y Ranieri, W. F. (1995). Common and specific dimensions of self-reported anxiety and depression: a replication. Journal of Abnormal Psychology, 104, 542-545.

Steer, R. A., Clark, D. A., Beck, A. T. y Ranieri, W. F. (1998). Common and specific dimensions of self-reported anxiety and depression: the BDI-II versus the BDI-IA. Behaviour Research and Therapy, 37, 183-190.

Steer, R. A., Ranieri, W. F., Beck, A. T. y Clark, D. A. (1993). Further evidence for the validity of the Beck Anxiety Inventory with psychiatric outpatients. Journal of Anxiety Disorders, 7, 195-205.

Steer, R. A., Rissmiller, D. J., Ranieri, W. F. y Beck, A. T. (1993). Structure of the computer-assisted Beck Anxiety Inventory with psychiatric inpatients. Journal of Personality Assessment, 60, 532-542.

Stulz, N. y Crits-Christoph, P. (2010). Distinguishing anxiety and depression in self-report: purification of the Beck Anxiety Inventory and Beck Depression Inventory-II. Journal of Clinical Psychology, 66, 927-940.

Saemundsson, B. R., porsdottir, F., Kristjansdottir, H., Olason, D. p., Smari, J. y Sigurdsson, J. F. (2011). Psychometric properties of the Icelandic version of the Beck Anxiety Inventory in a clinical and a student population. European Journal of Psychological Assessment, 27, 133-141.

Tyrer, P. (2001). The case for cothymia: mixed anxiety and depression as a single diagnosis. British Journal of Psychiatry, 114, 597-603.

Watson, D. (2005). Rethinking mood and anxiety disorders: a quantitative hierarchical model for DSM-IV. Journal of Abnormal Psychology, 114, 522-536.

Wolff, H. y Preising, K. (2005). Exploring item and higher order factor structure with the Schmid-Leiman solution: syntax codes for SPSS and SAS. Behavior Research Methods, 37, 48-58.

Zwick, W. R. y Velicer, W. F. (1986). Comparison of five rules for determining the number of components to retain. Psychological Bulletin, 3, 432-442.

RECIBIDO: 29 de abril de 2011

ACEPTADO: 19 de junio de 2011

Jesus Sanz, Maria Paz Garcia-Vera y Maria Fortun

Universidad Complutense de Madrid (Espana)

Los autores quieren agradecer a los psicologos de la Clinica Universitaria de Psicologia de la Universidad Complutense de Madrid su inestimable colaboracion en la recogida de datos y a Pearson Educacion, S. A., a traves de su division Pearson Clinical and Talent Assessment Espana, su permiso para utilizar el BAI y el BDI-II.

Correspondencia: Jesus Sanz, Dpto. de Personalidad, Evaluacion y Psicologia Clinica, Facultad de Psicologia, Universidad Complutense de Madrid, Campus de Somosaguas, 28223 Madrid (Espana). E-mail: jsanz@psi.ucm.es
Tabla 1
Propiedades psicometricas del BAI en distintos estudios
con muestras de pacientes con diversos trastornos psicologicos

 Caracteristicas
 de la muestra

Estudio Pais N % de Edad
 mujeres media

Beck et al. (1988) EE. UU. 160 -- --
Steer, Ranieri et al. (1993) EE. UU. 470 60,4 40,3
Steer, Rissmiller et al. (1993) EE. UU. 250 50,8 38,4
Hewitt y Norton (1993) Canada 291 50,8 37,0
Steer et al. (1995) EE. UU. 1000 65 41,8
Steer et al. (1998) EE. UU. 840 66 42,2
Stulz y Crits-Christoph (2010) EE. UU. 270 66 38,5
Samundsson et al. (2011) Islandia 607 80 41,3
Estudios anteriores (a) -- 3888 65,1 40,8

 Propiedades
 psicometricas del BAI

Estudio M DT [alfa]

Beck et al. (1988) 22,3 12,4 0,92
Steer, Ranieri et al. (1993) 18,7 12,7 0,92
Steer, Rissmiller et al. (1993) 18,6 12,6 0,92
Hewitt y Norton (1993) 18,1 12,9 0,92
Steer et al. (1995) 18,9 12,6 0,92
Steer et al. (1998) 17,6 12,4 0,92
Stulz y Crits-Christoph (2010) -- -- 0,93
Samundsson et al. (2011) 16,9 11,9 0,92
Estudios anteriores (a) 18,3 12,5 0,92

Notas: (a) N= suma de los participantes de los estudios
anteriores. Para el resto de estadisticos se presenta
el valor medio ponderado por el numero de participantes
en cada estudio.

Tabla 2
Distribucion de la muestra de acuerdo con
los diagnosticos segun el DSM-IV

Diagnosticos Frecuencia % Edad M %
 (DT) Mujeres

Trastornos de ansiedad 93 30,3 30,3 66,7
 (12,0)
 Angustia/agorafobia 25 8,1 30,3 76,0
 (13,8)
 Fobia social 18 5,9 28,3 66,7
 (8,2)
 Obsesivo-compulsivo 20 6,5 28,1 30,0
 (11,1)
 Ansiedad generalizada 13 4,2 36,3 76,9
 (15,0)
 Otros trastornos 17 5,5 30,1 88,2
 de ansiedad (10,6)
Trastornos depresivos 50 16,3 33,8 64,0
 (13,6)
 Depresivo mayor 38 12,4 33,9 65,8
 (13,7)
 Otros trastornos 12 3,9 33,5 58,3
 depresivos (13,9)
Trastornos adaptativos 38 12,4 34,7 71,1
 (13,2)
Trastornos de la 10 3,3 21,7 90,0
conducta alimentaria (2,7)
Trastornos de personalidad 10 3,3 26,9 60,0
 (5,1)
Problemas de relacion 15 4,9 35,3 60,0
(conyugales, paterno-- (10,8)
filiales, otros)
Otros trastornos o problemas 91 29,6 31,0 56,0
 (11,1)

Nota. Solo se recogen diagnosticos o grupos diagnosticos con 10 o mas
pacientes.

Tabla 3
Analisis factoriales del "Inventario de ansiedad de Beck" (BAI)

 Analisis de ejes principales

Item 1 factor Factores

 1 2
1. Hormigueo o entumecimiento 0,42 0,50 -0,05
2. Sensacion de calor 0,47 0,53 -0,02
3. Debilidad en las piernas 0,48 0,61 -0,09
4. Incapacidad para relajarme 0,62 0,35 0,32
5. Miedo a que suceda lo peor 0,58 -0,18 0,85
6. Mareos o vertigos 0,48 0,64 -0,13
7. Palpitaciones o taquicardia 0,66 0,47 0,25
8. Sensacion de inestabilidad 0,60 0,29 0,38
9. Sensacion de estar aterrorizado 0,57 -0,18 0,85
10. Nerviosismo 0,71 0,34 0,43
11. Sensacion de ahogo 0,68 0,48 0,26
12. Temblor de manos 0,59 0,53 0,11
13. Temblor generalizado 0,68 0,43 0,31
14. Miedo a perder el control 0,63 0,09 0,62
15. Dificultad para respirar 0,66 0,56 0,16
16. Miedo a morir 0,43 -0,01 0,50
17. Estar asustado 0,63 -0,15 0,89
18. Indigestion o molestia 0,44 0,64 -0,16
abdominal
19. Sensacion de desmayarse 0,52 0,57 -0,01
20. Rubor facial 0,34 0,41 -0,05
21. Sudoracion 0,49 0,56 -0,03

 Transformacion de Schmid-Leiman

Item Factor de Factores de
 2 orden 1 orden

 1 2
1. Hormigueo o entumecimiento 0,38 0,26 -0,03
2. Sensacion de calor 0,43 0,27 -0,01
3. Debilidad en las piernas 0,44 0,31 -0,05
4. Incapacidad para relajarme 0,58 0,18 0,17
5. Miedo a que suceda lo peor 0,58 0,09 0,44
6. Mareos o vertigos 0,44 0,33 -0,07
7. Palpitaciones o taquicardia 0,61 0,24 0,13
8. Sensacion de inestabilidad 0,57 0,15 0,19
9. Sensacion de estar aterrorizado 0,57 0,09 0,44
10. Nerviosismo 0,67 0,18 0,22
11. Sensacion de ahogo 0,63 0,25 0,13
12. Temblor de manos 0,55 0,27 0,06
13. Temblor generalizado 0,63 0,22 0,16
14. Miedo a perder el control 0,60 0,04 0,32
15. Dificultad para respirar 0,61 0,29 0,08
16. Miedo a morir 0,42 0,00 0,26
17. Estar asustado 0,63 0,08 0,46
18. Indigestion o molestia 0,41 0,33 -0,08
abdominal
19. Sensacion de desmayarse 0,48 0,30 -0,01
20. Rubor facial 0,31 0,21 -0,02
21. Sudoracion 0,45 0,29 -0,02

Nota. N= 307. En el analisis de ejes principales,
se presenta la matriz factorial para la solucion de 1 factor
y la de configuracion (tras rotacion promax) para la solucion
de 2 factores. En todos los casos, las saturaciones
factoriales> 0,35 aparecen en negrita.

Tabla 4
Medidas de tendencia central y de dispersion
y correlaciones corregidas item-total
del "Inventario de ansiedad de Beck" (BAI)

 Item M DT [r.sub.tot]

1. Hormigueo o entumecimiento 0,46 0,72 0,40
2. Sensacion de calor 0,86 0,95 0,46
3. Debilidad en las piernas 0,57 0,87 0,46
4. Incapacidad para relajarme 1,66 0,95 0,59
5. Miedo a que suceda lo peor 1,28 1,12 0,55
6. Mareos o vertigos 0,51 0,80 0,46
7. Palpitaciones o taquicardia 0,96 0,98 0,62
8. Sensacion de inestabilidad 0,97 0,99 0,58
9. Sensacion de estar aterrorizado 0,66 0,96 0,54
10. Nerviosismo 1,84 0,89 0,67
11. Sensacion de ahogo 0,78 0,99 0,63
12. Temblor de manos 0,64 0,87 0,56
13. Temblor generalizado o 0,46 0,76 0,64
estremecimiento
14. Miedo a perder el control 0,90 1,01 0,60
15. Dificultad para respirar 0,71 0,91 0,62
16. Miedo a morir 0,44 0,88 0,41
17. Estar asustado 1,05 1,01 0,60
18. Indigestion o molestias en 0,97 1,03 0,42
el abdomen
19. Sensacion de irme a desmayar 0,36 0,72 0,50
20. Rubor facial 0,50 0,79 0,34
21. Sudoracion (no debida al calor) 0,84 0,95 0,47

Nota: N= 307.

Tabla 5
Analisis factorial conjunto de los items del "Inventario de ansiedad
de Beck" (BAI) y del "Inventario de depresion de Beck-II" (BDI-II)

 Item Instrumento Factor 1 Factor 2

1. Hormigueo o entumecimiento BAI -0,060 0,471
2. Sensacion de calor BAI 0,002 0,459
3. Debilidad en las piernas BAI 0,037 0,465
4. Incapacidad para relajarme BAI 0,240 0,494
5. Miedo a que suceda lo peor BAI 0,082 0,532
6. Mareos o vertigos BAI -0,052 0,521
7. Palpitaciones o taquicardia BAI -0,042 0,679
8. Sensacion de inestabilidad BAI 0,061 0,557
9. Sensacion de estar aterrorizado BAI 0,058 0,530
10. Nerviosismo BAI 0,085 0,650
11. Sensacion de ahogo BAI -0,033 0,710
12. Temblor de manos BAI -0,018 0,601
13. Temblor generalizado BAI -0,095 0,741
14. Miedo a perder el control BAI 0,053 0,591
15. Dificultad para respirar BAI -0,044 0,699
16. Miedo a morir BAI -0,236 0,585
17. Estar asustado BAI 0,091 0,578
18. Indigestion o molestia BAI 0,142 0,375
abdominal
19. Sensacion de desmayarse BAI -0,072 0,571
20. Rubor facial BAI 0,103 0,276
21. Sudoracion BAI 0,047 0,453
1. Tristeza BDI-II 0,648 0,005
2. Pesimismo BDI-II 0,634 0,041
3. Sentimientos de fracaso BDI-II 0,596 -0,029
4. Perdida de placer BDI-II 0,684 -0,046
5. Sentimientos de culpa BDI-II 0,579 0,054
6. Sentimientos de castigo BDI-II 0,450 0,012
7. Insatisfaccion con uno mismo BDI-II 0,795 -0,174
8. Auto-criticas BDI-II 0,578 0,042
9. Pensamientos o deseos de BDI-II 0,440 0,021
suicidio
10. Llanto BDI-II 0,428 0,182
11. Agitacion BDI-II 0,192 0,403
12. Perdida de Interes BDI-II 0,733 -0,058
13. Indecision BDI-II 0,666 -0,038
14. Inutilidad BDI-II 0,707 -0,138
15. Perdida de energia BDI-II 0,579 0,043
16. Cambios en el patron de sueno BDI-II 0,418 0,126
17. Irritabilidad BDI-II 0,448 0,051
18. Cambios en el apetito BDI-II 0,278 0,260
19. Dificultad de concentracion BDI-II 0,633 0,010
20. Cansancio o fatiga BDI-II 0,592 0,112
21. Perdida de interes en el sexo BDI-II 0,522 -0,035

Notas: N= 293. Las saturaciones factoriales [mayor que o igual a]
0,40 se muestran en negrita.

Tabla 6
Medidas de tendencia central y dispersion del "Inventario de
ansiedad de Beck" (BAI) en funcion del diagnostico segun el DSM-IV

Diagnosticos n M DT

Trastornos de ansiedad 93 21,3 12,5
 Trastorno de angustia/agorafobia 25 22,9 12,5
 Trastorno obsesivo compulsivo 20 23,7 13,7
Trastornos depresivos 50 18,5 11,2
 Trastorno depresivo mayor 38 19,9 11,1
Trastornos adaptativos 38 15,9 10,0
Otros trastornos o problemas 91 13,8 9,2
COPYRIGHT 2012 Fundacion VECA, Asociacion Psicologia Iberoamericana de Clinica y Salud
No portion of this article can be reproduced without the express written permission from the copyright holder.
Copyright 2012 Gale, Cengage Learning. All rights reserved.

 Reader Opinion

Title:

Comment:



 

Article Details
Printer friendly Cite/link Email Feedback
Author:Sanz, Jesus; Paz Garcia-Vera, Maria; Fortun, Maria
Publication:Behavioral Psychology/Psicologia Conductual
Article Type:Report
Date:Sep 1, 2012
Words:9658
Previous Article:Propiedades psicometricas del "cuestionario de ansiedad estado-rasgo" (STAI) en universitarios.
Next Article:Estilos de socializacion familiar y violencia de hijos a padres en poblacion espanola.
Topics:

Terms of use | Copyright © 2015 Farlex, Inc. | Feedback | For webmasters