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Clínica y Salud, 2003, vol. 14 n°. 3 - Págs. 249-280

CLÍNICA Y SALUD 249

ARTÍCULOS

Adaptación española del Inventariopara la Depresión de Beck-II (BDI-II):

2. Propiedades psicométricas enpoblación general

The spanish adaptation of Beck’sDepression Inventory-II (BDI-II):

2. Psychometric properties in the generalpopulation

JESÚS SANZ*ANTONIO LUIS PERDIGÓN

CARMELO VÁZQUEZ

RESUMEN

Se presentan por primera vez datos normativos y de fiabilidad y validez fac-torial de la adaptación española del Inventario para la Depresión de Beck—II(BDI-II; Beck, Steer y Brown, 1996) obtenidos con una muestra de 470 adul-tos seleccionados de la población general española. La fiabilidad de consis-tencia interna del BDI-II fue elevada (coeficiente alfa de 0,87). Los análisis fac-toriales indicaron que el BDI-II mide una dimensión general de depresióncompuesta por dos factores altamente relacionados, uno cognitivo-afectivo yotro somático-motivacional. En términos de consistencia interna y validez fac-torial, el BDI-II parece mejor instrumento para evaluar sintomatología depresi-va en población general que su predecesor, el BDI-IA. La distribución de lapuntuación total del BDI-II fue similar a la encontrada en estudios previos, conuna media superior en 2 puntos a la que se suele obtener con el BDI-IA, loque justifica incrementar las puntuaciones para definir las categorías de gra-vedad de la depresión. Además, se hallaron diferencias significativas en tales

* La correspondencia en relación a este artículo puede dirigirse a Jesús Sanz, Departamento de Per-sonalidad, Evaluación y Psicología Clínica. Universidad Complutense de Madrid. Campus de Somosa-guas, 28223 Madrid, o, mediante correo electrónico, a [email protected].

Adaptación española del Inventario para la Depresión de Beck-II (BDI-II): 2. Propiedades psicométricas en ...

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puntuaciones en función del sexo, la edad, el nivel de educación y el estadocivil: las mujeres puntuaban más alto que los varones, las personas mayoresde 60 años más que las personas de menor edad, las personas con estudiosbásicos o sin estudios más que las personas con estudios secundarios o uni-versitarios, y las personas divorciadas, separadas o viudas más que las perso-nas casadas o conviviendo con una pareja. Se ofrecen puntuaciones normati-vas para la muestra total, y se discute su utilidad para evaluar la significaciónclínica de los resultados de los tratamientos contra la depresión.

ABSTRACT

This is the first study that provides normative data, reliability and factor vali-dity for the Spanish adaptation of Beck’s Depression Inventory—II (BDI-II;Beck, Steer y Brown, 1996) with a sample of 470 Spanish community adults.Internal consistency estimate for the BDI-II was high (coefficient alpha of0.89). Factor analyses suggested that the BDI-II measures a general dimen-sion of depression consisting of two highly related factors, a cognitive-affecti-ve factor and a somatic-motivational one. In terms of both internal consis-tency and factorial validity, the BDI-II appears to be a stronger instrument toassess depressive symptomatology in community adults than its predecessor,the BDI-IA.

Distribution of BDI-II scores was similar to that found in prior studies, yiel-ding a mean that was 2 points higher than the one found with the BDI-IA. Thisdifference supports the decision to increase cut-off scores to define catego-ries of depression severity. In addition, age, sex, education level and civil sta-tus differences in the BDI scores were found: women scored higher thanmen, participants over 60 years old exceeded those who were younger, thegroup with the lowest education level scored higher than high-school or uni-versity education participants, and divorced, separated or widowed personsscored higher than married persons or persons cohabiting with a stable cou-ple. BDI-II norm scores are provided for the complete community sample,and the usefulness of these scores for assessing clinical significance of the-rapy outcomes is discussed.

PALABRAS CLAVE

BDI-II, Depresión, Cuestionario, Propiedades psicométricas, Adaptaciónespañola.

KEY WORDS

BDI-II, Depression, Questionnaire, Psychometric properties, Spanish adap-tation.

INTRODUCCIÓN

El Inventario para la Depresión deBeck (Beck Depression Inventory;BDI), tanto en su versión original de1961 (BDI-I; Beck, Ward, Mendel-son, Mock y Erbaugh, 1961) comoen su versión revisada de 1978 (BDI-IA; Beck, Rush, Shaw y Emery,1979; Beck y Steer, 1993), ha sidoampliamente utilizado como medidade sintomatología depresiva enpacientes con trastornos psicológi-cos y en población normal, hastaconstituirse en el instrumento autoa-plicado para evaluar la depresiónmás utilizado en la práctica clínica yen investigación (Beck, Steer y Gar-bin, 1988; Piotrowski, 1996; Sanz,Navarro y Vázquez, 2003).

En España, disponemos desdemediados de los años 70 de unaadaptación española de la versiónoriginal de 1961 (Conde, Esteban yUseros, 1976) y, más recientemen-te, de una adaptación de la versiónrevisada de 1978 (Sanz y Vázquez,1998; Vázquez y Sanz, 1991, 1997,1999) y, con los años, el BDI tam-bién ha llegado a ser en nuestropaís uno de los tests psicológicosmás utilizados en la práctica clínica(Muñiz y Fernández-Hermida, 2000)y en investigación (Sanz, Navarro yVázquez, 2003).

En 1996 se publicó una nuevaversión del BDI denominada BeckDepression Inventory—II (BDI-II;

Beck, Steer y Brown, 1996) quepresentaba modificaciones sustan-ciales respecto a sus predecesores,el BDI-I y el BDI-IA, encaminadas aconseguir que el instrumentocubriera todos los criterios diag-nósticos sintomáticos de los tras-tornos depresivos propuestos porel DSM-IV (APA, 1994). El BDI sedesarrolló en los años 60 con laintención de reflejar el consenso clí-nico sobre los síntomas que enton-ces se consideraban definitorios dela depresión. En los 40 años quehan pasado desde su construcción,han aparecido algunos desarrollosimportantes en la forma de enten-der la depresión, desarrollos quequedan patentes en las definicio-nes de episodio depresivo mayor ydistimia ofrecidas por el DSM-III(APA, 1980) y sus posteriores edi-ciones: el DSM-III-R (APA, 1987) yel DSM-IV (APA, 1994). A pesar deestos desarrollos, el BDI-I y, poste-riormente, el BDI-IA han seguidoreflejando de manera razonable lasprincipales características de ladepresión. Sin embargo, diversosestudios han señalado su falta deadecuación a varios criterios diag-nósticos sintomáticos del DSM-III yDSM-IV (Moran y Lambert, 1983;Vázquez y Sanz, 1997; Vredenburg,Krames y Flett, 1985). Así, respectoa la definición de episodio depresi-vo mayor más consensuada hoy endía, la ofrecida por el DSM-IV (APA,1994), el BDI-IA no cubre el criteriosintomático de enlentecimiento o

J. Sanz, A. L. Perdigón y C. Vázquez


agitación psicomotores, y só lorefleja de manera parcial (recogien-do sólo los aspectos deficitariospero no de exceso) otros dos: pro-blemas de sueño y problemas deapetito/peso (Vázquez y Sanz,1997). Por otro lado, el BDI-IAcubre síntomas (p. ej., hipocondría,desesperanza) que no son criteriosdiagnósticos DSM para el episodiodepresivo mayor (Burt y IsHak,2002). Finalmente, el BDI-IA no per-mite evaluar la presencia de sinto-matolog ía depresiva durante elperíodo mínimo necesario para eldiagnóstico de episodio depresivomayor (dos semanas en el DSM-IVfrente al marco temporal de unasemana utilizado por el BDI-IA).

Para solventar estas discrepan-cias, en la construcción del BDI-II elmarco temporal se extendió a dossemanas, se reemplazaron cuatroítems del BDI-IA (pérdida de peso,cambio en la imagen corporal, pre-ocupación somática y dificultadesen el trabajo) por otros tantos nue-vos (agitación, sentimientos de inu-tilidad, dificultad de concentracióny pérdida de energía), se modifica-ron los ítems de pérdida de apetitoe insomnio para que éstos pudieranevaluar tanto los decrementoscomo los incrementos en apetito ysueño, y se introdujeron modifica-ciones en la redacción de otrosdoce ítems. En definitiva, en la ela-boración del BDI-II tan sólo tresítems del BDI-IA (sentimientos de

castigo, pensamientos de suicidio ypérdida de interés en el sexo) nofueron modificados y, por tanto, elBDI-II supone una importanteactualización del popular BDI-IAque parece haber conseguido demanera satisfactoria el objetivo decubrir los criterios diagnósticos sin-tomáticos de los trastornos depre-sivos del DSM-IV (veáse un análisisde su validez de contenido enSanz, Navarro y Vázquez, 2003). Dehecho, los estudios psicométricosrealizados hasta la fecha indicanque esta nueva versión presentaíndices de fiabilidad y validez tanbuenos como su más reciente pre-decesor, el BDI-IA y, en algunoscasos, claramente superiorescomo, por ejemplo, respecto a suvalidez factorial y consistenciainterna (Beck, Steer, Ball y Ranieri,1996; Beck, Steer y Brown, 1996;Dozois, Dobson y Ahnberg, 1998;Sanz, Navarro y Vázquez, 2003;Steer, Clark, Beck y Ranieri, 1999;Whisman, Perez y Ramel, 2000).

En un trabajo previo (Sanz, Nava-rro y Vázquez, 2003), hemos desa-rrollado una versión española delBDI-II siguiendo un cuidadoso pro-ceso de traducción y estudio de suaplicabilidad y comprensibilidad, yse han analizado sus propiedadespsicométricas (fiabilidad, validez decontenido, validez de criterio, vali-dez factorial y normas) en unamuestra de estudiantes universita-rios españoles. Este estudio conti-



núa el proceso de adaptación delBDI-II en España aportando valoresnormativos y datos sobre su fiabili-dad y validez factorial en unamuestra de adultos extraídos de lapoblación general.

Esta información no sólo permiti-ría fundamentar la utilización delBDI-II como instrumento de evalua-ción de la sintomatología depresivaen población general, sino tambiénpermitiría establecer criterios espe-cíficos para evaluar la significaciónclínica de los resultados obtenidoscon las terapias para la depresión.

El BDI ha sido usado en multitudde estudios para evaluar la res-puesta al tratamiento de grupos depacientes con depresión, y paracomprobar qué tratamiento es elmás eficaz (véanse los análisis dela literatura de Cuijpers, 1998; Dob-son, 1989; Gaffan, Tsaousis yKemp-Wheeler, 1995; Gloaguen,Cottraux, Cucherat y Blackburn,1998; Robinson, Berman y Neime-yer, 1990; Svartberg y Stiles, 1991).Habitualmente se administra el BDIantes y después del tratamiento, yuna reducción estadísticamentesignificativa en la puntuación mediadel BDI se considera, entre otrosparámetros, una respuesta positivaal tratamiento. Sin embargo, esobvio que el objetivo de toda inter-vención terapéutica no es, o no essolamente, alcanzar una mejoríaestadísticamente significativa de la

problemática media de un grupo depacientes, sino fundamentalmentealcanzar una mejoría clínicamentesignificativa, es decir, una mejoríade una magnitud clínicamente rele-vante y con efectos prácticos en lavida de dichos pacientes quesuponga una recuperación del tras-torno y una vuelta al funcionamien-to normal.

Los investigadores dedicados aestudiar la evaluación de tratamien-tos han desarrollado diversos crite-rios para evaluar el grado en que untratamiento produce una mejoríaclínicamente significativa en ungrupo de pacientes o para evaluarsi un paciente en concreto ha mejo-rado de forma clínicamente signifi-cativa o se ha recuperado (véaseKazdin, 1992). Un procedimientomuy uti l izado, que a veces seconoce como comparaciones nor-mativas, es tener en cuenta si lapuntuación del paciente al finalizarel tratamiento se aproxima a lapuntuación media de un grupo dereferencia "normal", es decir, si elpaciente tras el tratamiento no sediferencia de las personas norma-les respecto a sus síntomas y que-jas principales (Jacobson y Traux,1991; Kendall, Marrs-Garcia, Nath ySheldrick, 1999).

Para valorar este criterio, sepuede analizar si la puntuaciónpostratamiento del paciente esigual o está por debajo de la media



o la mediana de las normas de unamuestra suficientemente grande yrepresentativa de la poblacióngeneral (Hollon y Flick, 1988), o sise encuentra alrededor de dichamedia o mediana situándose almenos en el intervalo de una des-viación t ípica por encima de lamedia (Kendall y Grove, 1988; Ken-dall et al., 1999). A nivel grupal, laeficacia de un tratamiento vendríadada, por ejemplo, por el porcenta-je de pacientes que en el postrata-miento obtienen una puntuaciónigual o inferior a la media (o media-na), o una puntuación en el interva-lo de una desviación típica alrede-dor de dicha media (o mediana).Por consiguiente, la evaluación deeste criterio de recuperación omejoría clínicamente significativarequiere disponer de informaciónsobre la distribución de puntuacio-nes (estadísticos de tendencia cen-tral y de dispersión) que se obtie-nen con el instrumento en unapoblación "normal". Idealmenteestos valores normativos deberíanconseguirse a partir de una mues-tra de la población general estratifi-cada en función de diversas varia-bles sociodemográficas, y, porsupuesto, siempre que el instru-mento presente un nivel aceptablede fiabilidad que haga suponer quetales valores son generalizables a lapoblación de la cual se extrajo lamuestra.

En resumen, el objetivo del pre-

sente trabajo era obtener valoresnormativos y datos de fiabilidad yde validez factorial de la versiónespañola del BDI-II en una muestrarepresentativa y relativamentenumerosa de la población generalcon el ánimo de ofrecer a los inves-tigadores y profesionales españolesque trabajan en el área de la depre-sión un instrumento que les sirvapara medir la sintomatología depre-siva en dicha población, y paraestablecer criterios de recuperacióno mejoría clínicamente significativabasados en comparaciones norma-tivas cuando evalúan la eficacia yefectividad de los tratamientos parala depresión.

MÉTODO

Participantes

El BDI-II se administró a unamuestra de 490 personas proceden-tes de una población heterogéneaen cuanto a edad, estado civil, pro-fesión y nivel de estudios. Estas per-sonas fueron reclutadas mediante latécnica de la "bola de nieve", esdecir, se pidió a un grupo de estu-diantes de tercer curso de Psicolo-gía que invitaran a participar en unestudio sobre personalidad y esqui-zotipia a sus familiares y amigossegún unos criterios que aseguraranla estratificación de la muestra enfunción de la edad y del sexo. No setuvieron en cuenta los datos proce-



dentes de 11 personas que devol-vieron el BDI-II incompleto, de otrasocho que no indicaron su sexo oedad, y de una persona que eramenor de 18 años, de forma que lamuestra final quedó constituida por470 personas (223 varones y 247mujeres). A pesar de que una mues-tra así obtenida no es aleatoria, suestratificación demográfica no resul-tó diferente de forma estadística-mente significativa del perfil demo-gráfico de la población de la Comu-nidad de Madrid en cuanto a lasvariables sexo y edad [χ2 (7, N =470) = 5,44, n.s.; véase la Tabla 1].Más información sobre las caracte-rísticas sociodemográficas de estamuestra aparecen en la Tabla 2.

Instrumentos

Inventario para la Depresión de

Beck—Segunda Edición (Beck,Steer y Brown, 1996). El BDI-II esun instrumento de autoinforme de21 ítems diseñado para evaluar lagravedad de la sintomatolog íadepresiva en adultos y adoles-centes con una edad mínima de13 años. En cada uno de losítems la persona tiene que elegir,entre un conjunto de cuatro alter-nativas ordenadas de menor amayor gravedad, la f rase quemejor describe su estado durantelas últimas dos semanas inclu-yendo el día en que completa elinst rumento. En cuanto a sucorrección, cada ítem se valorade 0 a 3 puntos en función de laalternativa escogida y, tras sumardirectamente la puntuación decada ítem, se puede obtener unapuntuación total que varía de 0 a63. A veces se da la circunstan-cia de que la persona elige más



de una al ternat iva en un í temdado. En este caso se toma lapuntuación de la frase elegida demayor gravedad. Varios estudiospsicométricos avalan la fiabilidady validez del BDI-II en muy diver-sas muestras: pacientes psiquiá-t r icos (Beck, Steer y Brown,1996), pacientes con trastornosdepresivos (Steer, Ball, Ranieri yBeck, 1999), adolescentes (Coel-ho, Martins y Barros, 2002), dro-godependientes (Buckley, Parkery Heggie, 2001), ancianos (Jeffer-son, Powers y Pope, 2001) ,pacientes de atención primaria(Arnau, Meagher, Norris y Bram-son, 2001), estudiantes universi-tar ios (Beck, Steer y Brown,1996; Dozois, Dobson y Ahnberg,1998; Whisman, Perez y Ramel,2000) y adultos de la poblacióngeneral (Aasen, 2001; Koj ima,Furukawa, Takahashi , Kawai ,Nagaya y Tokudome, 2002).

Procedimiento

El desarrollo de la versión espa-ñola de BDI-II ya ha sido detalladoen Sanz, Navarro y Vázquez(2003). Esta versión del BDI-II,junto a otros dos cuestionariossobre esquizotipia que servían alos objetivos de otra investigación,fueron administrados individual-mente a los participantes. Paracontrolar cualquier efecto debidoal orden de aplicación, se constru-yeron cuatro tipos de cuadernillosde forma que en la mitad de losmismos el BDI-II precedía a loscuestionarios sobre esquizotipia yen la otra mitad les segu ía. Laadministración de los cuadernillosquedó a cargo de los propios estu-diantes de Psicología que, comoparte de las actividades de unseminario voluntario, habían invita-do a los participantes a colaboraren este estudio.



RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Distribución de las puntuacionesdel BDI-II

Las puntuaciones totales delBDI-II oscilaron entre 0 y 43, conuna media igual a 9,4 y una des-viación típica igual a 7,7. Estosresultados son consistentes conlos que presenta la literatura cien-tífica sobre el BDI-II en muestrasde la población general y que apa-recen resumidos en la Tabla 3. En

total, en los estudios previos reco-gidos en dicha tabla se ha admi-nistrado el BDI-II a 1.756 adultos,y la media y desviación típica con-juntas (ponderadas por el númerode participantes en cada estudio)son semejantes a las obtenidas eneste estudio (8,4 frente 9,4 y 7,5frente a 7,1, respectivamente). Porotro lado, y como viene siendohabitual en los estudios sobre elBDI (Kendall, Hollon, Beck, Ham-men e Ingram, 1987; Lasa, Ayuso-Mateos, Vázquez-Barquero, Díez-



a En este estudio se aplicó aleatoriamente a dos grupos de personas una de dos posibles versiones delBDI-II; la primera versión mostraba el título de “Inventario de Depresión” e incluía otros 14 ítems quetambién evaluaban depresión, mientras que la segunda versión tenía el título de “Inventario de EstrésVital” e incluía otros 14 ítems que medían situaciones estresantes leves. Sólo se presentan los datos delgrupo que completó el BDI-II con el título “Inventario de Depresión”, salvo en relación a la edad, puesen el estudio sólo se informaba de la edad media de los dos grupos considerados conjuntamente.b Valor medio ponderado por el número de participantes en cada estudio.c Desviación típica conjunta; DTconjunta = /{[( n1 - 1) DT1

2 + ( n2 - 1) DT22 + ... + ( nx - 1) DTx

2] / [( n1 -1) + ( n2 - 1) + ... + ( nn - 1)]}.d Coeficiente medio ponderado por el número de participantes en cada estudio según la fórmula pro-puesta por Rosenthal (1983, p. 8) basada en la transformación Z de Fisher de los coeficientes.e Rango que representa el valor inferior y superior de los dos estudios.

Manrique y Dowrick, 2000; Sanz yVázquez, 1998; Sanz, Navarro yVázquez, 2003; Vázquez y Sanz,1997), la curva de distribución delas puntuaciones del BDI-II estabadesplazada hacia los valores másaltos (índice de simetría = 1,3) yapuntada en los valores más bajos(curtosis = 1,9), de forma que sibien la mediana no era muy distin-ta de la media (8 frente a 9,4), elvalor más frecuente en la muestra(moda = 7) era más bajo que dichamedia.

Como puede verse en la Tabla4, la puntuación media de todoslos ítems fue 0,45, con un mínimode 0,10 y un máximo de 0,74, ylos siguientes ítems recibieron lasmayores puntuaciones en fre-cuencia e intensidad: cambios enel patrón de sueño, pérdida deenergía, dificultad de concentra-ción y cansancio-fatiga. Por elcontrario, los s íntomas que semostraban de forma más ligera ycon menor frecuencia fueron pen-samientos de suicidio, tristeza,sentimientos de castigo y senti-mientos de fracaso. Estos resulta-dos son muy semejantes a losencontrados en otras muestras dela población general. Por ejemplo,tanto en una muestra noruega(Aasen, 2001) como en una japo-nesa (Kojima et al., 2002), entrelos cuatro ítems con mayor fre-cuencia e intensidad se encontra-ban cambios en el patrón de

sueño, pérdida de energía y can-sancio-fatiga. En esos dos estu-dios también se encontró queentre los cuatros ítems con menorpuntuación en intensidad y fre-cuencia estaban pensamientos desuicidio y sentimientos de castigo.

Rangos cuantitativosde depresión en el BDI-II

En la Tabla 5 se recogen losporcentajes de participantes quese corresponden con las diferen-tes categor ías de gravedad desintomatología depresiva (mínima,leve, moderada y grave) propues-tas por Beck, Steer y Brown(1996) en el manual del BDI-II, asícomo las puntuaciones medias enel BDI-II para cada categoría degravedad. En esa misma Tabla 5,también se presentan las distribu-ciones en las categorías de grave-dad obtenidas en estudios previoscon muestras de la poblacióngeneral. Un análisis visual sugiereque la distribución en tales estu-dios fue muy similar a la obtenidacon la muestra española. Dehecho, los resultados de unaprueba de chi cuadrado compa-rando la distribución de este estu-dio y la encontrada por Kojima etal. (2002) indicaba que los porcen-tajes para las diferentes categorí-as de gravedad no difer ían deforma estadísticamente significati-va [χ2 (3, N = 1.236) = 6,71, n.s.].



Respecto a la distribución encon-trada por Aasen (2001), la pruebade chi cuadrado fue estadística-mente signif icativa [χ2 (3, N =1.345) = 8,44, p < 0,038], pero losestad íst icos que indicaban lamagnitud de la diferencia entre ladistribución hallada en este estu-dio y la de Aasen (2001) revelabanque, aunque estadísticamente sig-nificativa dado el elevado númerode participantes en ambos estu-dios, dicha diferencia era muypequeña (coeficientes de contin-gencia e incertidumbre iguales a0,079 y 0,004, respectivamente,cuando sus valores pueden oscilarentre 0 y 1).

Diferencias demográficas ynormas para la población general

Las medias y desviaciones típi-cas de la puntuación total del BDI-IIpara la muestra dividida por sexo,

grupo de edad, estado civil y nivelde estudios aparecen en la Tabla 6.Puesto que algunos de los gruposresultantes de combinar los nivelesde estos factores demográficosestaban compuestos por muypocos participantes comprometien-do, por tanto, la fiabilidad de losresultados de los ANOVAs de cua-tro y tres factores sobre la puntua-ción total del BDI-II, se decidió rea-lizar, en primer lugar, un ANCOVA 2x 4 con el sexo y el grupo de edadcomo factores, y el nivel de estu-dios como covariable.

Este ANCOVA reveló un efectosignificativo del nivel de estudios[F(1, 458) = 20,5, p < 0,001], delsexo [F(1, 458) = 4,68, p < 0,03] ydel grupo de edad [F(3, 458) = 4,10,p < 0,01], pero ningún efecto signifi-cativo de la interacción sexo porgrupo de edad [F(3, 458) = 0,42,n.s.]. El efecto significativo del sexoreflejaba el hecho de que las muje-



res puntuaban más alto en el BDI-IIque los varones (10,2 frente a 8,7con las medias ajustadas por el nivelde estudios). Para analizar el efectosignificativo de la edad, se realizarona posteriori pruebas t con niveles designificación corregidos según elprocedimiento de Bonferroni (p =0,05/6) sobre las puntuaciones delBDI-II ajustadas por el nivel de estu-dios. Las pruebas t revelaron que noexistían diferencias estadísticamentesignificativa en cuanto al nivel desintomatología depresiva entre laspersonas de 18 a 29 años, las de 30a 44 años y las de 45 a 59 años,pero que las personas mayores de60 años puntuaban significativa-mente más alto en el BDI-II que lasque tenían de 18 a 29 años o de 45a 59 años (p corregidos < 0,03 y005, respectivamente).

Posteriormente, se realizó unANCOVA 2 x 4 con el sexo y el nivelde estudios como factores, y laedad como covariable. Este ANCO-VA mostró un efecto significativodel nivel de estudios [F(1, 458) =10,06, p < 0,001], pero ningún efec-to significativo de la interacciónsexo por nivel de estudios [F(3,458) = 0,82, n.s.]. Las subsiguientespruebas t con niveles de significa-ción de Bonferroni (p = 0,05/6)sobre las puntuaciones del BDI-IIajustadas por la edad revelaron quelas personas que tenían estudiosprimarios o que no tenían estudiospuntuaban significativamente más

alto en el BDI-II que las personascon estudios secundarios o univer-sitarios (todos p corregidos <0,01). Ninguna otra comparaciónentre grupos de nivel de estudiosfue estadísticamente significativa.

Finalmente, se llevó a cabo unANCOVA 2 x 4 con el sexo y elestado civil como factores, y laedad como covariable. Este ANCO-VA reveló un efecto significativo delestado civil [F(3, 460) = 5,92, p <0,001], pero ningún efecto significa-tivo de la interacción sexo por esta-do civil [F(3, 460) = 0,34, n.s.]. Lasposteriores pruebas t con nivelesde significación corregidos (p =0,05/6) sobre las puntuaciones delBDI-II ajustadas por la edad mos-traron que los participantes casa-dos o que convivían de forma esta-ble en pareja mostraban nivelessignificativamente menores de sin-tomatología depresiva que los par-ticipantes separados-divorciados oviudos (p corregidos < 0,04 y 0,03,respectivamente). Ninguna otracomparación entre grupos de dis-tinto estado civil fue estadística-mente significativa.

En resumen, el análisis de lasrelaciones entre factores sociode-mográf icos y el BDI-II en estamuestra de la población generalespañola reveló diferencias estadís-ticamente significativas en el BDI-IIen relación al sexo, la edad, el esta-do civil y los estudios de los partici-



pantes. El hallazgo de que lasmujeres puntúan significativamentemás alto en el BDI-II que los varo-nes es consistente con los resulta-dos obtenidos en la mayoría de losestudios previos con muestras dela población general bien sea utili-zando el BDI-II (Aasen, 2001; Koji-ma et al., 2002) o bien su predece-sor el BDI-IA (Hintikka, Honkalampi,Lehtonen y Viinamäki, 2001; Salo-kangas, Vaahtera, Pacriev, Sohlmany Lehtinen, 2002; Vázquez y Sanz,1997). No obstante, es importanteseñalar que en todos los estudioslas diferencias son muy pequeñasen magnitud, oscilando entre 0,5(Hintikka et al., 2001) y 2,6 puntos(Aasen, 2001), aunque tales dife-rencias son estadísticamente signi-ficativas dado los tamaños mues-trales tan grandes que se han utili-zado. Por ejemplo, Hintikka et al.(2001) presentaban medias y erro-res típicos de las medias para 846varones y 1.042 mujeres y, a partirde estos datos, nos fue posible cal-cular que la diferencia entre lasmedias fue estadísticamente signifi-cativa [t(1886) = 1,76, p < 0,05]; sinembargo, su magnitud, 0,5, eradespreciable desde un punto devista clínico.

En cambio, respecto a la edad,la diferencia en el BDI-II entre lospart icipantes de este estudiomayores de 60 años y los demenor edad fue más grande enmagnitud, oscilando entre 4 y 5

puntos, y, por tanto, superando almenos en media desviación típicaa los participantes entre 18-29años y entre 45-59 años (véase laTabla 6). Estudios previos con elBDI-II en muestras de la poblacióngeneral noruega o japonesa nohan encontrado diferencias signifi-cativas en el BDI-II asociadas a laedad (Aasen, 2001; Kojima et al.,2002); sin embargo, los resultadosdel presente estudio sí replicanhallazgos previos con el BDI-IA enotra muestra de la población gene-ral española (Vázquez y Sanz,1997) y en una muestra de adultosestadounidense (Zemore y Eames,1979). También respecto al estadocivil y al nivel de estudios, losresultados aquí encontrados seña-lan diferencias en el BDI-II de unamagnitud considerable: entre 5 y 6puntos en el primer caso, y entre 5y 10 puntos en el segundo, dife-rencias que en algunas compara-ciones llegan a superar una des-viación típica (véase la Tabla 6).

La existencia de diferencias en elBDI-II de cierta magnitud y estadís-ticamente significativas recomen-daría la elaboración de baremospara distintos subgrupos de lapoblación general española en fun-ción, por ejemplo, de la edad, elestado civil y el nivel de estudios.Sin embargo, el pequeño tamañode los subgrupos de la presentemuestra desaconseja por ahoraproponer tales puntuaciones nor-



mativas ya que los estándaresactuales sugieren que 150 perso-nas es el tamaño mínimo “suficien-te” para obtener baremos (Prieto yMuñiz, 2000). En consecuencia, enla Tabla 7 únicamente se presentanbaremos (en centiles) obtenidos apartir de la muestra total.

Criterio de recuperación omejoría clínicamente significativabasado en baremos de lapoblación general(comparaciones normativas)

Definiendo la recuperación de ladepresión como una puntuación



igual o menor que la media de lasnormas de una muestra de lapoblación general (Hollon y Flick,1988) o como una puntuación igualo menor que una desviación típicapor encima de la media (Kendall yGrove, 1988), y teniendo en cuentalos estadísticos descriptivos obte-nidos con la presente muestra, sepodría estimar que el criterio derecuperación o mejoría clínicamen-te significativa para los pacientesdepresivos españoles podría seruna puntuación igual o menor que9 (media) o una puntuación igual omenor que 17 (media + DT). ¿Cuálde los dos criterios parece el másapropiado?

En principio, los puntos de corteque definen las distintas categoríasde gravedad de la depresión obte-nidos por Beck, Steer y Brown(1996) a partir de una muestra depacientes psiquiátricos mediante lauti l ización de las curvas ROC

(Receiver Operating Characteristic)o curvas de rendimiento predictivo(véase la Tabla 5), sugerirían que lapuntuación de 17 podría ser dema-siado alta como criterio de recupe-ración, ya que la presencia de unasintomatología depresiva leve iden-tificable por un profesional clínicoviene marcada por una puntuaciónmayor de 13, y la presencia de unasintomatología depresiva moderadapor una puntuación mayor de 19.

Por otro lado, la experiencia acu-mulada con el BDI-I y el BDI-IA enla evaluación de resultados tera-péuticos clínicamente significativostambién parece favorecer a 9 (lamedia) frente a 17 (media + DT)como criterio más adecuado parael BDI-II. La mayoría de los estu-dios sobre el tratamiento de ladepresión que han utilizado el BDI-Io el BDI-IA para evaluar sus resul-tados desde el punto de vista de susignificación clínica, han utilizado



para definir una mejoría o recupera-ción clínicamente significativa unapuntuación igual o menor de 8(Jacobson et al., 1996; Paykel etal., 1999; Shapiro et al., 1994; Sha-piro, Rees, Barkham y Hardy, 1995)o una puntuación igual o menor de9 (Elkin et al., 1989; Jarrett et al.,1999; Ball et al., 2000). Las razonespara la elección de tales puntuacio-nes no están en algunos casos muyclaras. La puntuación de 9 repre-senta el punto de corte entre laausencia de depresión y la depre-sión ligera según los rangos cuanti-tativos de gravedad de la depresiónpropuestos por Beck para el BDI yel BDI-IA (Beck et al., 1988; Beck ySteer, 1993), aunque no nos ha sidoposible encontrar ningún estudioempírico que justificara dicha pro-puesta en función, por ejemplo, decurvas de rendimiento predictivoencontradas en una muestra depacientes evaluada en cuanto a lagravedad de su depresión por pro-fesionales clínicos, tal y como sí seha hecho para el BDI-II (Beck, Steery Brown, 1996). Por su parte, lapuntuación de 8 fue recomendada,de forma algo arbitraria, por Franket al. (1991) en un esfuerzo porestandarizar los índices de recupe-ración en la investigación sobredepresión. No obstante, la puntua-ción de 8 parece coincidir con lamedia en el BDI-IA de las muestrasde estudiantes universitarios, aun-que no con la media de las mues-tras de adultos de la población

general que parece ser más bajapara el BDI-IA. Efectivamente, lamedia ponderada de los ocho estu-dios con estudiantes universitariosrecogidos por Kendall y Sheldrick(2000) en su revisión de datos nor-mativos del BDI-IA fue de 7,6 (N =3.030; DTconjunta = 7,2), mientrasque la media ponderada de los tresestudios sobre el BDI-IA realizadoscon población general que nos hasido posible localizar en la literatura(Salokangas et al., 2002; Hintikka etal., 2001; Vázquez y Sanz, 1997)fue de 6,1 (N = 2.662; DTconjunta =6,6). En cualquier caso, cualquierade las dos puntuaciones del BDI-IA(8 ó 9) que tan frecuentemente seutilizan como criterios de recupera-ción o mejoría clínicamente signifi-cativa en la investigación sobre eltratamiento de la depresión estánmás cerca de los valores que repre-sentan la media del BDI-IA (8 y 6para los estudiantes y la poblacióngeneral, respectivamente) que delos valores que representan unadesviación típica por encima de lamedia (15 y 13 para los estudiantesuniversitarios y la población gene-ral, respectivamente).

En conclusión, y de manera ten-tativa, nos decantaríamos por pro-poner una puntuación igual omenor de 9 en el BDI-II (la mediade la población general española)para estimar que un paciente adul-to español se ha recuperado de sudepresión o ha mejorado de una



forma clínicamente significativa.No obstante, los datos presenta-dos en la Tabla 6 sobre las diferen-cias en el BDI-II en función de laedad, el estado civil y el nivel deestudios, deben alertar a los inves-tigadores y profesionales clínicossobre el empleo rutinario de esecriterio de recuperación-mejoría y,en general, de cualquier otro crite-rio de recuperación, mejoría o gra-vedad de la depresión, sin antescomprobar si tales criterios, quehan sido obtenidos en una mues-tra de un país determinado, conunas características demográficasconcretas y para un propósitoespecífico, son aplicables a suspacientes y a sus objetivos. Así,por ejemplo, un investigador oprofesional clínico que trabaje enel tratamiento de ancianos condepresión quizás podría conside-rar que el criterio de recuperaciónde una puntuación igual o menorde 9 en el BDI-II es muy exigentepara un paciente español mayorde 60 años, ya que en este caso, atenor de los datos que se recogenen la Tabla 6, un funcionamiento"normal" para su edad vendr íaindicado por una puntuación en elBDI-II igual o menor de 13 (aun-que, en este ejemplo, sería desea-ble que una investigación posteriorhubiera corroborado con unamuestra más grande de personasde más de 60 años que 13 es lamedia normativa de la poblaciónanciana española).

Consistencia interna

El aná l isis de la consistenciainterna de los 21 ítems originalesdel BDI-II arrojó un coeficiente alfade 0,87, lo que indica una muybuena consistencia interna para elBDI-II y replica los coeficientesencontrados en la literatura conmuestras semejantes (véase laTabla 3). Las correlaciones entre laspuntuaciones en cada uno de losítems y la puntuación total corregi-da en el BDI-II (es decir, la puntua-ción total sin tener en cuenta elítem en cuestión) se presentan enla Tabla 4. Los coeficientes decorrelación hallados fueron todosestadísticamente significativos,oscilando entre 0,33 para el ítem decambios en el apetito y 0,60 para elítem de inutilidad. La media de lascorrelaciones interítems fue 0,25(DT = 0,08), con un mínimo de 0,05y un máximo de 0,59.

Comparación entre el BDI-IIy el BDI-IA

Comparando los resultadosencontrados con el BDI-II con losobtenidos con la adaptación espa-ñola del BDI-IA en una muestratambién de la población general(Vázquez y Sanz, 1997), llama laatención dos datos. En primer lugar,la media de las puntuaciones tota-les del BDI-II es superior en dospuntos a la media del BDI-IA (9,4



frente a 7,5). Esta diferencia es con-sistente con los resultados halladosen estudios previos en todo tipo demuestras. Por ejemplo, respecto alos estudiantes universitarios, lamedia ponderada por el número departicipantes de los ocho estudiossobre el BDI-II revisados por Sanz,Navarro y Vázquez (2003) fue de 9,3(N = 2.623), mientras que la mediaponderada de los ocho estudioscon estudiantes universitarios reco-gidos por Kendall y Sheldrick (2000)en su revisión de datos normativosdel BDI-IA fue de 7,6 (N = 3.030). Enla misma línea, Sanz y Vázquez(1998), trabajando con una muestrade 1.393 estudiantes universitariosespañoles, obtuvieron una media de5,9 para el BDI-IA, mientras queSanz, Navarro y Vázquez (2003)obtuvieron una media de 9,2 para elBDI-II en otra muestra de 590 estu-diantes universitarios españoles. Dehecho, el único estudio con estu-diantes universitarios que ha admi-nistrado simultáneamente el BDI-II yel BDI-IA (Dozois et al., 1998) hacorroborado que la puntuaciónmedia del primero es superior deforma estadísticamente significativaa la del segundo (9,1 frente a 7,4).Consistentemente, los estudios lle-vados a cabo por Beck y sus cola-boradores (Beck, Steer y Brown,1996; Beck, Steer, Ball y Ranieri,1996) administrando simultánea-mente el BDI-II y el BDI-IA a mues-tras de pacientes con trastornospsicológicos también han ratificado

que la puntuación media del BDI-IIes 2-3 puntos mayor que la del BDI-IA, y que la diferencia es estadísti-camente significativa.

En segundo lugar, la consistenciainterna del BDI-II es superior a laque muestra el BDI-IA en la pobla-ción general española (0,87 frente a0,83; Vázquez y Sanz, 1997), dife-rencia que, según el test de Alsa-walmeh y Feldt (1992) para la igual-dad de dos coeficientes alfa inde-pendientes, fue estadísticamentesignificativa [T(589,5, 600,38) =1,31, p < 0,001]. Esta superioridadtambién es consistente con la lite-ratura previa. Por ejemplo, en estu-diantes universitarios españoles,Sanz, Navarro y Vázquez (2003)hallaron un coeficiente alfa de 0,89para el BDI-II, mientras que Sanz yVázquez (1998) informaron de uncoeficiente de 0,83 para el BDI-IA,siendo la diferencia entre amboscoeficientes estadísticamente signi-ficativa (Sanz, Navarro y Vázquez,2003). En la misma dirección, unreciente meta-análisis de coeficien-tes de consistencia interna para elBDI estimaba, a partir de los datosde 133 muestras de participantesde muy diversa naturaleza (p. ej.,estudiantes universitarios, adultosde la población general, pacientesmédicos, pacientes psiquiátricos)que la consistencia interna mediadel instrumento era 0,85 para per-sonas entre 18 y 49 años, y 0,80para mayores de 50 años (Yin y



Fan, 2000)1. En comparación, parael BDI-II, el coeficiente alfa medioponderado de los siete estudioscon estudiantes universitarios (N =2.623) revisados por Sanz, Navarroy Vázquez (2003) fue 0,88, el coefi-ciente alfa medio ponderado conpoblación general que se recoge enla Tabla 3 (N = 1.756) era tambiénde 0,88, y el coeficiente alfa medioponderado de los ocho estudioscon pacientes (N = 2.786) revisadospor Sanz, García-Vera y Vázquez(2003) fue 0,92.

Validez factorial

Se realizó un análisis factorial deejes principales sobre las correla-ciones entre los 21 ítems del BDI-II.La extracción inicial arrojó cuatrofactores con valores propios mayo-res que 1; sin embargo, a partir delprimer factor, que explicaba un29,4% de varianza, los porcentajesde varianza que explicaban los res-tantes factores eran muy pequeñosy tendían a disminuir de maneraasintót ica (7,4%, 6,2%, 4,9%,4,3%, 4,1%, 4,0% y 3,9%, para losrestantes siete factores). De hecho,un análisis visual del gráfico de

sedimentación (scree test de Cat-tell) sugería la existencia de un solofactor de depresión (los valorespropios de los ocho primeros facto-res fueron, respectivamente, 6,2,1,5, 1,3, 1,0, 0,91, 0,87, 0,84 y0,83). Además, en la matriz factorialde un único factor (véase la Tabla 8)se observa cómo todos los ítemsdel BDI-II saturaban en ese únicofactor con valores por encima de0,40, excepto los ítems de agita-ción, pérdida de interés en el sexo,pensamientos de suicidio, senti-mientos de castigo y cambios en elapetito, todos ellos con saturacio-nes iguales o mayores de 0,35.

Dado que en la mayoría de losestudios anteriores con el BDI-II,tanto en población general (Kojimaet al., 2002) como en estudiantesuniversitar ios (Beck, Steer yBrown, 1996; Dozois et al., 1998;Sanz, Navarro y Vázquez, 2003;Steer y Clark, 1997; Whisman,Pérez y Ramel, 2000) o en pobla-ción clínica (Beck, Steer y Brown,1996; Steer, Ball, Ranieri y Beck,1999), se han encontrado solucio-nes con dos factores que correla-cionaban entre sí de forma mode-rada o muy alta (como excepción



1 De los 90 estudios incluidos en el meta-análisis, al menos diez utilizaron la versión breve del BDI-IA ydos el BDI-II. Sin embargo, los resultados de este meta-análisis pueden considerarse una buena estima-ción de la consistencia interna media del BDI-I y del BDI-IA, ya que la mayoría de los datos fueron obteni-dos con estas dos versiones y, además, la variabilidad de los coeficientes de consistencia interna debidaal tipo de versión del BDI utilizada fue muy pequeña. Por otro lado, la inclusión de los dos estudios delBDI-II (con coeficientes alfas entre 0,89 y 0,92) iría en contra de conclusión que se quiere defender: quelos índices de consistencia interna del BDI-I y del BDI-IA son menores que los del BDI-II.

véanse las soluciones trifactorialesde Aasen, 2001, con poblacióngeneral y estudiantes universita-rios, o las de Al-Musawi, 2001, yOsman et al., 1997, ambas conestudiantes universitarios), se rea-lizó un segundo análisis factorialde ejes principales extrayendo dosfactores que fueron rotadosmediante un procedimiento obli-cuo (promax). La solución factorialresultante (véase la Tabla 8) identi-ficó un primer factor que explicabaun 29,4% de varianza y que veníadefinido fundamentalmente por losítems de sentimientos de culpa,sentimientos de fracaso, tristeza,autocr íticas, insatisfacción conuno mismo, llanto, sentimientos decastigo, irritabilidad y pensamien-tos de suicidio. Dado que estosnueve síntomas son de naturalezaesencialmente cognitiva y afectiva,se puede considerar que este fac-tor representa la dimensión Cogni-tivo-Afectiva que previos estudiosfactoriales han identif icado enpoblación general (Kojima et al.,2002) y en estudiantes universita-rios (Beck, Steer y Brown, 1996;Dozois et al., 1998; Steer y Clark,1997; Whisman et al., 2000), inclu-yendo estudiantes universitariosespañoles (Sanz, Navarro y Váz-quez, 2003). El segundo factor,que explicaba un 7,4% de varian-za, quedaba configurado principal-mente por los ítems de pérdida deenergía, cansancio-fatiga, pérdidade interés en el sexo, pérdida de

placer, pérdida de interés y dificul-tad de concentración, los cualesparecen representar un factorsomático-motivacional en l íneacon la dimensión Somática quetambién ha sido identificada enestudios anteriores con poblacióngeneral (Kojima et al., 2002) y conestudiantes universitarios (Beck,Steer y Brown, 1996; Dozois et al.,1998; Steer y Clark, 1997; Whis-man et al., 2000), incluyendo estu-diantes universitarios españoles(Sanz, Navarro y Vázquez, 2003).En línea también con estos estu-dios previos, los dos factores, elcognitivo-afectivo y el somático-motivacional, se mostraban alta-mente correlacionados entre sí (r =0,68), lo que apoya aún más laidea de que el BDI-II mide unadimensión general de depresiónque está compuesta de dosdimensiones sintomáticas alta-mente relacionadas, una cognitivo-afectiva y otra somático-motiva-cional. De hecho, un análisis com-parativo de los ítems que definenlas soluciones bifactoriales delBDI-II en estudios con poblacióngeneral que han utilizado los mis-mos procedimientos de extraccióny rotación factorial (ejes principa-les y rotación promax), sugiere quelos dos factores encontrados en elpresente estudio se correspondenrazonablemente bien con los fac-tores cognitivo-afectivo y somáticoencontrados en la literatura previa(véase la Tabla 9).



Para cuantif icar el grado deconvergencia entre la soluciónbifactorial del presente estudio ylas encontradas en estudios ante-riores con población general y queaparecen recogidas en la Tabla 9,se calcularon dos índices: el coefi-ciente de congruencia factorial Cde Tucker y el coef ic iente decorrelación de Pearson. El rangode valores de C varía entre -1 y 1,indicando el valor cero falta deacuerdo. Cureton y D’Agostino(1983) y Mulaik (1972) sugierenvalores de C mayores que 0,80 ó0,90 para afirmar que dos factoresson congruentes. Para el coefi-ciente de correlación, Cliff (1966)ha propuesto una correlaciónmínima 0,75 para afirmar que dosfactores tienen una interpretaciónsimilar. Como puede verse en laTabla 9, tanto los valores de Ccomo los de r superaron en todoslos casos los estándares de 0,80 y0,75, respectivamente. Es más, enesa misma Tabla 9, también sepresenta el grado de convergenciaentre la solución bifactorial delpresente estudio y la encontradaen nuestro estudio previo conestudiantes universitarios españo-les (Sanz, Navarro y Vázquez,2003). De nuevo, los valores de Cy r que se obtuvieron superaronlos estándares de 0,80 y 0,75, respectivamente, indicando laconsistencia de la estructura factorial latente tras el BDI-II enlas dos poblaciones españolas,

general y de estudiantes universi-tarios.

En resumen, los resultados facto-riales revelan una elevada con-gruencia de la solución bifactorialdel BDI-II en población generalespañola con las soluciones bifacto-riales obtenidas en estudios previoscon muestras de la población gene-ral de otros países y con muestrasde la población de estudiantes uni-versitarios españoles. Esta elevadacongruencia y, en general, el hechode que el BDI-II muestre un estruc-tura factorial compuesta de dos fac-tores, cognitivo-afectivo y somático-motivacional, que aparece de formaconsistente en la mayoría de losestudios y con muestras de distin-tos países y poblaciones, contrastacon los resultados factoriales que sesolían obtener con el BDI-I y el BDI-IA, en los cuales la consistencia erala excepción más que la regla, consoluciones factoriales que ibandesde dos a seis factores y conmuy poco consistencia tanto parauna misma población como entrepoblaciones distintas (véase la revi-sión de estudios factoriales de Becket al., 1988, y, respecto a muestrasespañolas, los estudios factorialesde Aragón, Bragado y Carrasco,1999; Ibáñez, Peñate y González,1997; Ibáñez, González y Peñate,1997; Pelechano y Matud, 1990;Salamero, Marcos, Gutiérrez yRebull, 1994; Vázquez y Sanz,1991).



CONCLUSIONES

1. El objetivo de este estudio eraanalizar las propiedades psicomé-tricas de la versión española delBDI-II en una muestra de adultosde la población general españolacuyo perfil sociodemográfico res-pecto al sexo y la edad era similaral de la población de la Comunidadde Madrid. La distribución de pun-tuaciones del BDI-II en esa muestrafue similar a la encontrada en estu-dios anteriores con adultos de lapoblación general de otros países,con una media que, tal y comotambién ocurre en la literatura pre-via, fue superior en 2-3 puntos a lamedia que se suele obtener con suinmediato predecesor, el BDI-IA.Este hecho sustenta la decisión deincrementar en el BDI-II, y con res-pecto al BDI-IA, las puntuacionescriterio para definir las categoríasde gravedad de la sintomatologíadepresiva.

2. Se replicaron transcultural-mente los porcentajes de adultosde la población general que secorresponden a las distintas cate-gorías de gravedad de la depresiónmedidos por el BDI-II.

3. Aunque las mujeres puntua-ban más alto que los varones en elBDI-II, la magnitud de esa diferen-cia fue muy pequeña y no llegabaa dos puntos. En cambio, respectoa la edad, el estado civil y el nivel

de estudios, s í se encontrarondiferencias en el BDI-II de unamagnitud relevante y que supera-ban en todos los casos media des-viación típica o, incluso, una des-viación t ípica. En concreto, laspersonas mayores de 60 años pre-sentaban más sintomatolog íadepresiva que las más jóvenes, laspersonas con estudios básicos osin estudios más que las personascon estudios secundarios o univer-sitarios, y las personas divorcia-das, separadas o viudas más quelas personas casadas o convivien-do con una pareja.

4. La fiabilidad en términos deconsistencia interna de la versiónespañola del BDI-II es buena y seasemeja a los niveles encontradosen otros ámbitos culturales.

5. Los resultados de los análisisfactoriales realizados con la versiónespañola del BDI-II indican que enmuestras de adultos de la poblacióngeneral este instrumento parecemedir una dimensión de depresióngeneral que está compuesta de dosdimensiones sintomáticas altamen-te relacionadas, una cognitivo-afec-tiva y otra somático-motivacional,que replican los resultados encon-trados en la literatura previa.

6. En términos de fiabilidad deconsistencia interna y validez facto-rial, la versión española del BDI-IIparece mejor que su predecesor, el



BDI-IA, como instrumento paraevaluar la sintomatología depresivaen adultos de la población general,ya que (a) exhibe un coeficiente alfamás alto, y (b) presenta una estruc-tura factorial que refleja en mejormedida una dimensión general dedepresión, distingue de forma másclara dos factores interrelacionadosde sintomatología cogntivo-afectivay somático-motivacional, y es másconsistente con la literatura previa.

7. Dado que el BDI-II parecemedir con fiabilidad y validez la sin-tomatología depresiva en adultosde la población general, es posibleproponer una puntuación igual omenor de 9 en dicho instrumento(la media de la población generalespañola) como criterio para eva-luar si un paciente adulto tras reci-bir un tratamiento para la depresiónno se diferencia de las personasnormales respecto a sus síntomas yquejas principales, es decir, presen-ta una recuperación o mejoría clíni-camente significativa.

8. En suma, la versión españoladel BDI-II parece tener unas propie-dades psicométricas aceptablescomo instrumento de evaluación dela sintomatolog ía depresiva enadultos de la población generalespañola que recomiendan su usoen este tipo de población y con esepropósito. Sin embargo, los datosdel presente estudio no justifican eluso del BDI-II como instrumento

diagnóstico, esto es, para hacer unjuicio diagnóstico sobre si una per-sona de la población general pade-ce o no un trastorno depresivo.Hacerlo conllevaría confundir losniveles de análisis: síntoma-síndro-me-trastorno. El BDI-II sirve paraidentificar síntomas depresivos ycuantificar su intensidad, lo queobviamente es muy importantepara evaluar, por ejemplo, el estadogeneral de una persona, identificarpersonas con síntomas o síndro-mes depresivos o evaluar el progre-so terapéutico. Sin embargo, eldiagnóstico de un trastorno depre-sivo mayor o un trastorno distímicose efectúa teniendo en cuenta nosólo el tipo y número de síntomaspresentes, sino también ciertos cri-terios de duración (p. ej., los sínto-mas aparecen la mayor parte deltiempo de la mayoría de los díasdurante al menos dos años), grave-dad (p. ej., al menos aparecencinco síntomas y éstos provocanun malestar clínicamente significati-vo), curso (p. ej., los s íntomasrepresentan un cambio respecto ala actividad previa), incapacidad (p.ej., los síntomas provocan deteriorosocial, escolar, o laboral), y ausen-cia de ciertas causas posibles o deciertos diagnósticos concurrentes(p. ej., no se considera el efectofisiológico directo de una enferme-dad médica o de la ingestión demedicamentos o drogas, o no seexplica mejor por la muerte recientede un ser querido o por la presen-



cia de una esquizofrenia). No obs-tante, el BDI-II podría ser un bueninstrumento de cribado (screening)para detectar personas con untrastorno depresivo en muestras dela población general (y cuyo posiblediagnóstico debería ser confirmadoposteriormente mediante algún tipode entrevista diagnóstica), en tanto

en cuanto estudios futuros evalúenexpresamente sus propiedades psi-cométricas para esa función (sensi-bilidad, especificidad, grado deacuerdo con un diagnóstico bienestablecido, etc.) y determinenempíricamente la puntuación decorte más apropiada en la pobla-ción general española.



REFERENCIAS

Aasen, H. (2001). An empirical investiga-tion of depression symptoms: norms, psy-chometric characteristics and factor struc-ture of the Beck Depression Inventory-II.Facultad de Psicología, Universidad de Bergen. Documento consultado en Interneten: http:// www.ub.uib.no/elpub/2001/h/308003/Hovedoppgave.pdf.

Al Musawi, N. m. M. (2001). Psychome-tric properties of the Beck DepressionInventory-II with university students in Bah-rain. Journal of Personality Assessment,77(3), 568-579.

Alsawalmeh, Y. M. y Feldt, L. S. (1992).Test of the hypothesis that the intraclassreliability coefficient is the same for twomeasurement procedures. Applied Psycho-logical Measurement, 16, 195–205.

American Psychiatric Association.(1980). Diagnostic and statistical manual ofmental disorders (3º ed.). Washington, DC:APA (Trad. esp. en Barcelona: Masson,1980).

American Psychiatric Association.(1987). Diagnostic and statistical manual ofmental disorders (3º ed., revisada). Was-hington, DC: APA (Trad. esp. en Barcelona:Masson, 1989).

American Psychiatric Association.(1994). Diagnostic and statistical manual ofmental disorders (4º ed.). Washington, DC:APA (Trad. esp. en Barcelona: Masson,1996).

Aragón Ramírez, N., Bragado Álvarez,M.C., y Carrasco Galán, I. (1999). Análisisfactorial del B.D.I. (Beck Depression Inven-tory) en padres de niños con trastornos psi-copatológicos. Análisis y Modificación deConducta, 25(99), 81-102.

Arnau, R. C., Meagher, M. W., Norris, M.P. y Bramson, R. (2001). Psychometric eva-luation of the Beck Depression Inventory-IIwith primary care medical patients. HealthPsychology, 20(2), 112-119.

Ball, J., Kearney, B., Wilhelm, K., Dew-

hurst-Savellis, J., y Barton, B. (2000). Cog-nitive behaviour therapy and assertion trai-ning groups for patients with depressionand comorbid personality disorders. Beha-vioural and Cognitive Psychotherapy, 28,71-85.

Beck, A.T., Rush, A.J., Shaw, B.F. yEmery, G. (1979). Cognitive therapy ofdepression. New York: Guilford Press (Trad.esp. en Bilbao: Desclée de Brower, 1983).

Beck, A.T. y Steer, R.A. (1993). BeckDepression Inventory. Manual. San Antonio,TX: The Psychological Corporation.

Beck, A. T., Steer, R. A., Ball, R. y Ranie-ri, W. F. (1996). Comparison of BeckDepression Inventories-IA and -II in psychia-tric outpatients. Journal of PersonalityAssessment, 67(3), 588-597.

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

Beck, A.T., Steer, R.A. y Garbin, M.C.(1988). Psychometric properties of the BeckDepression Inventory: Twenty-five years ofevaluation. Clinical Psychology Review, 8,77-100.

Beck, A.T., Ward, C.H., Mendelson, M.,Mock, J. y Erbaugh, J. (1961). An inventoryfor measuring depression. Archives ofGeneral Psychiatry, 4, 561-571.

Buckley, T. C., Parker, J. D. y Heggie, J.(2001). A psychometric evaluation of theBDI-II in treatment-seeking substance abu-sers. Journal of Substance Abuse Treat-ment, 20(3), 197-204.

Burt, T. y IsHak, W.W. (2002). Outcomemeasures in mood disorders. En W.W.IsHak, T. Burt y L.I. Sederer (Eds.), Outcomemeasurement in Psychiatry (pp. 155-190).

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

Coelho, R., Martins, A. y Barros, H.(2002). Clinical profiles relating gender anddepressive symptoms among adolescentsascertained by the Beck Depression Inven-tory II. European Psychiatry, 17(4), 222-226.

Conde, V., Esteban, T. y Useros, E.(1976). Revisión crítica de la adaptacióncastellana del Cuestionario de Beck. Revistade Psicología General y Aplicada, 31, 469-497.

Cuijpers, P. (1998). A psychoeducationalapproach to the treatment of depression: Ameta-analysis of Lewinsohn's "Coping withDepression" course. Behavior Therapy,29(3), 521-533.

Cureton, E.E. y D’Agostino, R.B. (1983).Factor analysis: An applied approach. Lon-don: Lawrence Erlbaum Associates.

Dobson, K. S. (1989). A meta-analysis ofthe efficacy of cognitive therapy for depres-sion. Journal of Consulting and Clinical Psy-chology, 57(3), 414-419.

Dozois, D. J. A., Dobson, K. S. y Ahn-berg, J. L. (1998). A psychometric evalua-tion of the Beck Depression Inventory-II.Psychological Assessment, 10(2), 83-89.

Elkin, I., Shea, T., Watkins, J. T., Imber,S. D., Sotsky, S. M., Collins, J. F., Glass, D.R., Pilkonis, P. A., Leber, W. R., Docherty, J.P., Fiester, S. J., y Parloff, M. B. (1989).National Institutes of Mental Health Treat-ment of Depression Collaborative ResearchProgram. Archives of General Psychiatry,46, 971-982.

Frank, E., Prien, R. F., Jarrett, R. B.,Keller, M. B., Kupfer, D. J., Lavoi, P.W.,Rush, J., y Weissman, M. M. (1991). Con-ceptualization and rationale for consensus



definitions of terms in major depressivedisorder. Archives of General Psychiatry, 48,851-855.

Gaffan, E. A., Tsaousis, J., y Kemp Whe-eler, S. M. (1995). Researcher allegianceand meta-analysis: The case of cognitivetherapy for depression. Journal of Consul-ting and Clinical Psychology, 63(6), 966-980.

Gloaguen, V., Cottraux, J., Cucherat, M.,y Blackburn, I. (1998). A meta-analysis ofthe effects of cognitive therapy in depres-sed patients. Journal of Affective Disorders,49, 59–72.

Hintikka, J., Honkalampi, K., Lehtonen,J., y Viinamäki, H. (2001). Are alexithymiaand depression distinct or overlappingconstructs?: A study in a general popula-tion. Comprehensive Psychiatry, 42(3), 234-239.

Hollon, S.D. y Flick, S.N. (1988). On themeaning and methods of clinical significan-ce. Behavioral Assessment, 10, 197-206.

Hunt, M., Auriemma, J., y Cashaw, A. C.A. (2003). Self-report bias and underrepor-ting of depression on the BDI–II. Journal ofPersonality Assessment, 80(1), 26–30.

Ibáñez, I., González, M. y Peñate, W.(1997). Comparación de modelos factoria-les alternativos para la version españoladel Inventario de Depresión de Beck. Análi-sis y Modificación de Conducta, 23, 283-303.

Ibáñez, I., Peñate, W. y González, M.(1997). La estructura factorial del Inventariode Depresión de Beck. Psicología Conduc-tual, 5(1), 71-91.

Instituto Nacional de Estadística (2001).Población de la Comunidad Autónoma deMadrid. Documento consultado en internet:http://www.ine.es.

Jacobson, N. S., Dobson, K. S., Truax,P. A., Addis, M.E., Koerner, K., Gollan, J.K., Gortner, E., y Prince, S.E. (1996). Acomponent analysis of cognitive—behavio-ral treatment for depression. Journal ofConsulting and Clinical Psychology, 64(2),295 -304.

Jacobson, N.S. y Truax, P. (1991). Clini-cal significance: A statistical approach todefining meaningful change in psychothe-rapy research. Journal of Consulting andClinical Psychology, 59, 12-19.

Jarrett, R. B., Schaffer, M., McIntire, D.,Witt-Browder, A., Kraft, D., y Risser, R.C.(1999). Treatment of atypical depressionwith cognitive therapy or phenelzine. A dou-ble-blind, placebo-controlled trial. Archivesof General Psychiatry, 56, 431-437.

Jefferson, A. L., Powers, D. V. y Pope, M.(2001). Beck Depression Inventory-II (BDI-II)and the Geriatric Depression Scale (GDS) inolder women. Clinical Gerontologist, 22(3-4), 3-12.

Kazdin, A.E. (1992). Research design inclinical psychology, 2º ed. Boston: Allyn &Bacon.

Kendall, P.C. y Grove, W.M. (1988). Nor-mative comparisons in therapy outcome.Behavioral Assessment, 10, 147-158.

Kendall, P. C., Hollon, S. D., Beck, A. T.,Hammen, C. L. e Ingram, R.E. (1987). Issuesand recommendations regarding use of theBeck Depression Inventory. Cognitive The-rapy and Research, 11(3), 289-299.

Kendall, P. C., Marrs-Garcia, A., Nath, S.R., y Sheldrick, R. C. (1999). Normativecomparisons for the evaluation of clinicalsignificance. Journal of Consulting and Cli-nical Psychology, 67, 285-299.

Kendall, P. C., y Sheldrick, R. C. (2000).Normative data for normative comparisons.



Journal of Consulting and Clinical Psycho-logy, 68, 767-773.

Kojima, M., Furukawa, T.A., Takahashi,H., Kawai, M., Nagaya, T., y Tokudome, S.(2002). Cross-cultural validation of the BeckDepression Inventory-II in Japan. PsychiatryResearch, 110, 291 –299.

Lasa, L., Ayuso-Mateos, J.L., Vázquez-Barquero , J.L. Díez-Manrique, F.J., y Dow-rick, C.F. (2000). The use of the BeckDepression Inventory to screen for depres-sion in the general population: a preliminaryanalysis. Journal of Affective Disorders, 57,261–265.

Mulaik, S.A. (1972). The foundations offactor analysis. Nueva York: McGraw-Hill.

Moran, P., y Lambert, M. J. (1983). Mea-surement methods in affective disorders:Consistency with DSM-III diagnosis. En M.J.Lambert, S.S. DeJulio y E.R. Christensen(Eds.), The Assessment of PsychotherapyOutcome. New York: Wiley-Interscience

Muñiz, J. y Fernández, J.R. (2000). Lautilización de los tests en España. Papelesdel Psicólogo, 76, 41-49.

Osman, A., Downs, W. R., Barrios, F. X.,Kopper, B. A., Gutierrez, P. M. y Chiros, C.E. (1997). Factor structure and psychome-tric characteristics of the Beck DepressionInventory-II. Journal of Psychopathologyand Behavioral Assessment, 19(4), 359-376.

Paykel, E.S., Scott, J., Teasdale, J. D.,Johnson, A. L., Garland, A., Moore, R.,Jenaway, A., Cornwall, P. L., Hayhurst, H.,Abbott, R., Pope, M. (1999). Prevention ofrelapse in residual depression by cognitivetherapy. A controlled trial. Archives of Gene-ral Psychiatry, 56, 829-835.

Pelechano, V., y Matud, M. P. (1990).Depresión post-parto: datos sobre su existen-

cia y codeterminantes en una investigacióncon grupos criterio y la escala de Beck. Análi-sis y Modificación de Conducta, 16(47), 3-54.

Piotrowsky, C. (1996). Use of the BeckDepression Inventory in clinical practice.Psychological Reports, 79, 873-874.

Prieto, G. y Muñiz, J. (2000). Un modelopara evaluar la calidad de los tests utilizadosen España. Papeles del Psicólogo, 77, 65-71.

Robinson, L. A., Berman, J. S., y Neime-yer, R. A. (1990). Psychotherapy for the tre-atment of depression: A comprehensivereview of controlled outcome research. Psy-chological Bulletin, 108(1), 30-49.

Salamero, M., Marcos, T., Gutierrez, F., yRebull, E. (1994). Factorial study of the BDIin pregnant women. Psychological Medici-ne, 24(4), 1031-1035.

Salokangas, R. K. R., Vaahtera, K.,Pacriev, S., Sohlman, B., y Lehtinen, V.(2002). Gender differences in depressivesymptoms. An artefact caused by measure-ment instruments? Journal of AffectiveDisorders, 68, 215–220.

Sanz, J., García-Vera, M.P. y Vázquez, C.(2003). Adaptación española del Inventariopara la Depresión de Beck—II (BDI-II): 3.Propiedades psicométricas en pacientescon trastornos psicológicos. Manuscrito enpreparación.

Sanz, J., Navarro, M.E. y Vázquez, C.(2003). Adaptación española del Inventariopara la Depresión de Beck—II (BDI-II): 1. Pro-piedades psicométricas en estudiantes uni-versitarios. Análisis y notificación de conduc-ta, 29, 239, 288.

Sanz, J. y Vázquez, C. (1998). Fiabilidad,validez y datos normativos del Inventariopara la Depresión de Beck. Psicothema,10(2), 303-318.



Shapiro, D. A., Barkham, M., Rees, A.,Hardy, G. E., Reynolds, S., y Startup, M.(1994). Effects of treatment duration andseverity of depression on the effectivenessof cognitive-behavioral and psychodyna-mic-interpersonal psychotherapy. Journal ofConsulting and Clinical Psychology, 62,522-534.

Shapiro, D. A., Rees, A., Barkham, M., yHardy, G. E. (1995). Effects of treatmentduration and severity of depression on themaintenance of gains after cognitive-beha-vioral and psychodynamic-interpersonalpsychotherapy. Journal of Consulting andClinical Psychology, 63, 378-387.

Steer, R. A., Ball, R., Ranieri, W. F. yBeck, A. T. (1999). Dimensions of the BeckDepression Inventory-II in clinically depres-sed outpatients. Journal of Clinical Psycho-logy, 55(1), 117-128.

Steer, R. A. y Clark, D. A. (1997). Psycho-metric characteristics of the Beck Depres-sion Inventory-II with college students. Mea-surement and Evaluation in Counseling andDevelopment, 30(3), 128-136.

Steer, R. A., Clark, D. A., Beck, A. T. yRanieri, W. F. (1999). Common and specificdimensions of self-reported anxiety anddepression: The BDI-II versus the BDI-IA.Behaviour Research and Therapy, 37(2),183-190.

Svartberg, M., y Stiles, T. C. (1991).Comparative effects of short-term psy-chodynamic psychotherapy: A meta-analy-sis. Journal of Consulting and Clinical Psy-chology, 59(5), 704-714.

Vázquez, C. y Sanz, J. (1991). Fiabilidady validez factorial de la versión española delInventario de Depresión de Beck. Comuni-cación presentada en III Congreso de Eva-luación Psicológica, Barcelona, 25-28 deseptiembre.

Vázquez, C. y Sanz, J. (1997). Fiabilidady valores normativos de la versión españoladel Inventario para la Depresión de Beck de1978. Clínica y Salud, 8, 403-422.

Vázquez, C. y Sanz, J. (1999). Fiabilidady validez de la versión española del Inventa-rio para la Depresión de Beck de 1978 enpacientes con trastornos psicológicos. Clí-nica y Salud, 10(1), 59-81.

Vredenburg, K., Flett, G.L. y Krames, L.(1993). Analogue versus clinical depression:A critical reappraisal. Psychological Bulletin,113, 327-344.

Whisman, M. A., Perez, J. E. y Ramel, W.(2000). Factor structure of the Beck Depres-sion Inventory--Second Edition (BDI-II) in astudent sample. Journal of Clinical Psycho-logy, 56(4), 545-551.

Yin, P. y Fan, X. (2000). Assessing thereliability of Beck Depression Inventory sco-res: reliability generalization across studies,Educational and Psychological Measure-ment, 60, 201-223.

Zemore, R., y Eames, N. (1979). Psychicand somatic symptoms of depressionamong young adults, institutionalized aged,and noninstitutionalized aged. Journal ofGerontology, 34(3), 716–722.



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