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Adaptación española del Inventariopara la Depresión de Beck-II (BDI-II): 3.

Propiedades psicométricas enpacientes con trastornos psicológicos

Spanish adaptation of the BeckDepression Inventory-II (BDI-II): 3.

Psychometric features in patiens withpsychological disorders

JESÚS SANZ*MARÍA PAZ GARCÍA-VERA

REGINA ESPINOSAMARÍA FORTÚN

CARMELO VÁZQUEZDepartamento de Personalidad, Evaluación y Psicología Clínica (U.C.M.)

RESUMEN

Se presentan datos sobre la fiabilidad y validez de la adaptación españoladel Inventario para la Depresión de Beck-II (BDI-II; Beck, Steer y Brown, 1996),obtenidos con una muestra de 305 pacientes ambulatorios con diversos diag-nósticos psicopatológicos según el DSM-IV. El coeficiente alfa de fiabilidad fuealto (alfa = 0,89). Las correlaciones con otras medidas autoaplicadas y hetero-aplicadas de depresión fueron elevadas y significativamente mayores que lacorrelación con una medida de ansiedad, lo que avala la validez convergente ydiscriminante del BDI-II, respectivamente. Respecto a la validez de criterio, losresultados demostraron que los pacientes diagnosticados con un trastorno

Clínica y Salud, 2005, vol. 16 n.º 2 121

Clínica y Salud, 2005, vol. 16 n.° 2 - Págs. 121-142. ISSN: 1135-0806

ARTÍCULOS

* Filiación: [email protected]

Fecha de Recepción: 01-04-2004 Fecha de Aceptación: 22-04-2005

depresivo mayor tenían niveles de depresión más elevados, medidos con elBDI-II, que los pacientes de otros grupos diagnósticos, aunque no hubo dife-rencias con los pacientes con trastornos de personalidad. Finalmente, la vali-dación factorial del BDI-II proporcionó una solución bifactorial (factor somáti-co-motivacional y factor cognitivo) que coincide con la hallada en estudiosprevios. Se concluye que el BDI es un instrumento válido de detección y cuan-tificación de síntomas depresivos en pacientes, si bien su utilidad como herra-mienta para el diagnóstico diferencial de la depresión es una cuestión pen-diente de investigación.

ABSTRACT

This paper describes the reliability and validity of the Spanish adaptation ofthe Beck Depression Inventory-II (BDI-II; Beck, Steer & Brown, 1996) in a sam-ple of 305 outpatients with a range of DSM-IV diagnoses. The internal consis-tency of the instrument was high (alpha = 0.89). Pearson correlations withother self-report and interview-based measures of depression were high andsignificantly higher than the correlation with a self-report measure of anxiety,hence supporting respectively the convergent and discriminant validities of theBDI-II. As for criterion validity, our results showed that major depressionpatients scored higher on the BDI-II than the rest of the participating groups,with the only exception of patients diagnosed with a personality disorder.Finally, the factorial validation of the BDI-II showed a two-factor solution(somatic-motivational and cognitive factors) that replicates findings in otherstudies. In sum, the Spanish adaptation of the BDI-II is a valid instrument forscreening depression and to quantify depressive symptoms in psychiatricpatients, although its utility as a differential diagnostic tool for depression is anunresolved question needing research.

PALABRAS CLAVE

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

KEY WORDS

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

Adaptación española del inventario para la depresión de Beck-II (BDI-II):3. ...

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INTRODUCCIÓN

En 1996 se publicó una nuevaversión del Inventario para la Depre-sión de Beck, denominada BeckDepression Inventory—II (BDI-II;Beck, Steer y Brown, 1996), quepresenta, respecto a versiones ante-riores, modificaciones sustancialesdirigidas a conseguir que el instru-mento cubra todos los criteriosdiagnósticos sintomáticos de lostrastornos depresivos propuestospor el DSM-IV (APA, 1994). Así, enrelación a la última versión, la de1978 (BDI-IA; Beck, Rush, Shaw yEmery, 1979; Beck y Steer, 1993),en la construcción del BDI-II sereemplazaron cuatro ítems (Pérdidade peso, Cambio en la imagen cor-poral, Preocupación somática y Difi-cultades en el trabajo) por otros tan-tos de nueva creación (Agitación,Sentimientos de inutilidad, Dificultadde concentración y Pérdida de ener-gía). Además, se modificaron losítems de Pérdida de apetito eInsomnio para que éstos pudieranevaluar tanto las disminuciones enapetito y sueño como los aumentos,y asimismo se introdujeron modifi-caciones en varias de las afirmacio-nes usadas para valorar otros sínto-mas. Por otro lado, para medir lapresencia e intensidad de síntomasdepresivos durante el período míni-mo contemplado en la definición deepisodio depresivo mayor del DSM-IV, el marco temporal de una sema-na utilizado en las instrucciones delBDI-IA se extendió a dos semanasen el BDI-II. En definitiva, en la ela-boración del BDI-II tan sólo tresítems del BDI-IA (Sentimientos decastigo, Pensamientos de suicidio y

Pérdida de interés en el sexo) nofueron modificados y, por tanto, elBDI-II supone una importanteactualización del popular BDI-IA,instrumento que, junto a la versiónoriginal de 1961 (Beck, Ward, Men-delson, Mock y Erbaugh, 1961), hanhecho del BDI el test autoaplicadomás utilizado en la práctica clínica yen investigación para medir la sinto-matología depresiva en pacientescon trastornos psicológicos y enpoblación normal (Sanz, Navarro yVázquez, 2003).

Hasta hace un par de años, enEspaña sólo disponíamos de laadaptación de la versión original de1961 (Conde, Esteban y Useros,1976) y de la adaptación de la ver-sión revisada de 1978 (Sanz y Váz-quez, 1998; Vázquez y Sanz, 1997,1999), adaptaciones que habían per-mitido que el BDI también se convir-tiera en nuestro país, en uno de lostests psicológicos más utilizados enla clínica y en investigación (Muñiz yFernández-Hermida, 2000; Sanz,Navarro y Vázquez, 2003). En 2003,publicamos dos trabajos que pre-sentaban una versión española delBDI-II acompañada de datos psico-métricos que justificaban su utiliza-ción en muestras de estudiantes uni-versitarios (Sanz, Navarro y Vázquez,2003) y en muestras de adultos pro-cedentes de la población general(Sanz, Perdigón y Vázquez, 2003)para al menos los siguientes tresobjetivos: identificar y cuantificar sín-tomas depresivos en dichas mues-tras, seleccionar personas subclíni-camente deprimidas y no deprimidasen investigaciones sobre depresión,y evaluar la eficacia de los tratamien-

J. Sanz, M.ª P. García-Vera, R. Espinosa, M.ª Fortún, C. Vázquez


tos contra la depresión desde elpunto de vista de la significación clí-nica comparando la puntuación pos-tratamiento de los pacientes en elBDI-II con las medias o medianas deestas muestras no clínicas.

Sin embargo, el BDI-II fue dise-ñado principalmente como “un ins-trumento de evaluación de la grave-dad de la depresión en pacientesadultos y adolescentes con diag-nóstico psiquiátrico” (Beck et al.,1996, p. 6). Por tanto, una partefundamental de la adaptación de laversión española del BDI-II requiereel estudio de las propiedades psi-cométricas de dicho instrumento enrelación con ese objetivo original,es decir, en muestras de pacientescon diagnóstico psicopatológico,propiedades que, en el caso de laversión original estadounidense yahan sido analizadas con amplitud ycon resultados empíricos satisfac-torios (Acton et al., 2001; Aharono-vich et al., 2001; Ball y Steer, 2003;Cole et al., 2003; Beck, Steer yBrown, 1996; Beck, Steer, Ball etal., 1996; Buckley et al., 2001; Hen-riques et al., 2004; Sprinkle et al.,2002; Steer et al., 1997, 1998,1999, 2000, 2001, 2003; Trygstad etal., 2002). En consecuencia, elobjetivo principal del presente estu-dio es obtener, en una muestra depacientes ambulatorios con trastor-nos psicológicos, datos de fiabili-dad y de validez de la versión espa-ñola del BDI-II que permitan sus-tentar su utilización como instru-mento para la cuantificación de lagravedad de los síntomas depresi-vos que presentan los pacientespsicopatológicos.

MÉTODO

Participantes

El BDI-II se administró a unamuestra de 305 pacientes (74,8%mujeres) con diversos diagnósticospsicopatológicos que fueron atendi-dos entre enero de 2002 y diciembrede 2004 en la Unidad de PsicologíaClínica y de la Salud de la Universi-dad Complutense de Madrid. Laedad de los pacientes se encontrabaentre 18 y 68 años, con una media de31,8 años (DT = 11,7). Del 11,8% delos pacientes no se tenían datossobre su estado civil; de los restantes269 pacientes, el 65,1% estaba sol-tero, el 29% casado o conviviendocon otra persona de manera estable,el 5,6% separado o divorciado y un0,4% viudo. En cuanto a la situaciónlaboral, no se tenían datos del 16,4%de la muestra; del resto, el 47,1% eraestudiante, el 41,6% estaba trabajan-do, el 3,9% estaba parado, el 2,7%era ama de casa, el 1,6% estabajubilado o era pensionista y el restan-te 3,1% tenía otras situaciones labo-rales. Tampoco se tenían datos delnivel de estudios del 25,6% de lospacientes; de los restantes 227pacientes, el 76,7% tenía estudiosuniversitarios, el 17,6% estudios debachillerato, formación profesional oequivalentes, el 2,6% estudios deEGB o equivalentes, el 2,2% estudiosprimarios y el 0,9% no había idonunca a la escuela. En la Tabla 1 seresumen los diagnósticos DSM-IVque recibieron los pacientes que par-ticiparon en el presente estudio asícomo las características demográfi-cas (sexo y edad) de la muestra enfunción de tales diagnósticos.



Instrumentos

Inventario para la Depresión deBeck—Segunda Edición (BDI-II;Beck, Steer y Brown, 1996). El BDI-II es un instrumento de autoinformede 21 ítems diseñado para evaluarla gravedad de la sintomatologíadepresiva en adultos y adolescen-tes con una edad mínima de 13años. En cada uno de los ítems lapersona tiene que elegir, entre unconjunto de cuatro alternativasordenadas de menor a mayor gra-vedad, la frase que mejor describesu estado durante las últimas dossemanas incluyendo el día en quecompleta el instrumento. En cuantoa su corrección, cada ítem se valora

de 0 a 3 puntos en función de laalternativa escogida y, tras sumardirectamente la puntuación de cadaítem, se puede obtener una puntua-ción total que varía de 0 a 63. Aveces, se da la circunstancia deque la persona elige más de unaalternativa en un ítem dado. En estecaso se toma la puntuación de lafrase elegida de mayor gravedad.Varios estudios psicométricos ava-lan la fiabilidad y validez del BDI-IIen muestras de pacientes con tras-tornos psicológicos diversos, tantoambulatorios (Acton et al., 2001;Beck, Steer y Brown, 1996; Beck,Steer, Ball y Ranieri, 1996; Sprinkleet al., 2002; Steer, Ball, Ranieri yBeck, 1997; Steer, Clark, Beck y



Tabla 1. Distribución de diagnósticos (DSM-IV) en la muestra depacientes y características demográficas de dicha muestra en

función de los diagnósticos

Nota. * Desviación típica de la edad entre paréntesis.

Ranieri, 1998; Steer et al., 2003)como ingresados (Cole et al., 2003;Henriques et al., 2004), o en mues-tras de pacientes con trastornosespecíficos como, por ejemplo,pacientes ambulatorios con trastor-nos depresivos (Ball y Steer, 2003;Steer, Ball, Ranieri y Beck, 1999),pacientes con dependencia de sus-tancias (Aharonovich, Nguyen yNunes, 2001; Buckley, Parker yHeggie, 2001), pacientes ingresa-dos geriátricos con trastornosdepresivos (Steer et al., 2000),pacientes ambulatorios con trastor-no depresivo mayor (Steer et al.,2001) y pacientes ambulatorios conesquizofrenia (Trygstad et al., 2002).

Listado para el Episodio Depresi-vo (LED). Este es un instrumento deheteroevaluación creado ad hocpara esta investigación que constade dos preguntas abiertas y de 12preguntas con tres opciones de res-puesta [(“Sí”, “No” y “¿?” (sin infor-mación suficiente-no estoy seguro)]que cubren los criterios diagnósti-cos del episodio depresivo mayordel DSM-IV (APA, 1994). El LED fuediseñado para que el clínico, des-pués de la entrevista con el pacien-te, cotejará dichos criterios paradeterminar la presencia o ausenciade un diagnóstico de trastornodepresivo. Además, el instrumentoincluye una última pregunta en laque el clínico debe estimar la grave-dad de los síntomas depresivos delpaciente (aunque no se correspon-dan con ningún diagnóstico) en unaescala de tipo Likert de cuatro pun-tos (“sin depresión/depresión míni-ma”, “depresión leve”, “depresiónmoderada” y “depresión grave”).

Inventario Clínico Multiaxial deMillon II (MCMI-II; Millon, 1999). ElMCMI-II es un instrumento deautoinforme que consta de 175ítems con formato de respuestaverdadero-falso que recogen dife-rentes síntomas psicopatológicos yaspectos de la personalidad quepermiten obtener medidas de trecetrastornos de personalidad y denueve síndromes clínicos. En esteestudio sólo se utilizaron dos medi-das, la Escala de Distimia (D) y laEscala de Depresión Mayor (CC),que evalúan síntomas depresivoscongruentes con la propia teoría dela psicopatología de Millon y conlas definiciones de trastorno distí-mico y trastorno depresivo mayordel DSM-III-R que, a nivel sintomá-tico, son totalmente coincidentescon las definiciones de dichos tras-tornos del DSM-IV. Los índices defiabilidad de las Escalas D y CC dela versión española del MCMI-IIson adecuados (0,90 y 0,89, res-pectivamente) y comparables a losobtenidos con la versión originalestadounidense (0,95 y 0,90), lacual, por otro lado, presenta índi-ces aceptables de validez de crite-rio en términos de su sensibilidad yespecificidad respecto a los diag-nósticos de trastorno distímico ytrastorno depresivo mayor realiza-dos por clínicos siguiendo el DSM-III-R (Millon, 1999).

Cuestionario de Ansiedad Estado-Rasgo (STAI; Spielberger, Gorsuch yLushene, 1988). El STAI es un ins-trumento de autoinforme compues-to de 40 ítems que miden la fre-cuencia con que se experimentanreacciones de ansiedad y que se



valoran en escalas tipo Likert decuatro puntos, desde “casi nunca”(0) a “casi siempre” (3). Veinte de losítems del STAI proporcionan unamedida de las diferencias individua-les relativamente estables en cuantoa la propensión a manifestar reac-ciones de ansiedad (Escala deAnsiedad Rasgo; STAI-R) y los res-tantes 20 una medida de las res-puestas de ansiedad que actual-mente está experimentando unapersona (Escala de Ansiedad Esta-do). Para este estudio solamente seconsideraron las puntuaciones rela-tivas al rasgo de ansiedad. Losdatos de fiabilidad y validez de laversión española de la Escala deAnsiedad Rasgo del STAI son acep-tables y comparables a los obteni-dos con la versión original estado-unidense (Spielberger, Gorsuch yLushene, 1988).

Procedimiento

En el momento de admisión alcentro, todos los pacientes pasaronpor una evaluación individual reali-zada por un psicólogo clínico conuna duración media de tres sesio-nes y tras la cual se efectuó undiagnóstico DSM-IV (APA, 1994).Durante esa evaluación se adminis-tró el BDI-II junto a otros instrumen-tos específicos para los problemasconcretos de los pacientes. Aunquealgunos pacientes completaron elBDI-II en más ocasiones a lo largode la terapia, sólo se presentan losdatos recogidos durante la evalua-ción inicial. Todos los pacientes fue-ron atendidos en régimen ambulato-rio y de todos ellos se recogió infor-

mación demográfica y clínica bási-ca. Además, en función de lascaracterísticas de los casos y de losusos profesionales de la plantilla depsicólogos del centro, durante laevaluación inicial algunos pacientescompletaron el MCMI-II (n = 71) o elSTAI (n = 56), o sus clínicos comple-taron el LED (n = 101).

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Distribución de las puntuacionesdel BDI-II

Las puntuaciones totales en elBDI-II oscilaron entre 0 y 51, conuna media igual a 22,1 y una des-viación típica igual a 11,5. Estosresultados son consistentes con losque presenta la literatura científicasobre el BDI-II en muestras depacientes con diferentes trastornospsicológicos y que aparecen resu-midos en la Tabla 2. En total, en losestudios previos recogidos en dichatabla se administró el BDI-II a 2653pacientes, y la media y desviacióntípica conjuntas (ponderadas por elnúmero de participantes en cadaestudio) fueron prácticamente igua-les a las obtenidas en nuestro estu-dio (22,3 frente 22,1 y 11,6 frente a11,5, respectivamente). Por otrolado, tanto el índice de apuntamien-to como el índice de simetría de lacurva de distribución de las puntua-ciones totales en el BDI-II en la pre-sente muestra de pacientes nosuperaban los valores de ± 1 (curto-sis = -0,65 y simetría = 0,28), lo quesugeriría que dicha distribución nodifería de forma considerable de lacurva normal.



Teniendo en cuenta las categoríasde gravedad de sintomatologíadepresiva (mínima, leve, moderada ygrave) propuestas por Beck, Steer yBrown (1996) en el manual del BDI-II,el 28,2% de los pacientes de la pre-sente muestra obtuvieron puntuacio-nes totales en el BDI-II entre 0 y 13(depresión mínima), el 16,4% pun-tuaciones entre 14 y 19 (depresiónleve), el 23,6% puntuaciones entre20 y 28 (depresión moderada) y el31,8% restante puntuaciones igualeso mayores de 29 (depresión grave).

Como puede verse en la Tabla 3,la puntuación media de los ítemsdel BDI-II fue 1,05, con un mínimode 0,34 y un máximo de 1,38. Lossiguientes ítems del BDI-II recibie-ron las mayores puntuaciones enfrecuencia e intensidad: Dificultadde concentración, Insatisfaccióncon uno mismo, Pérdida de energía,Cambios en el patrón de sueño eIndecisión. Por el contrario, los sín-tomas que se mostraban de formamás ligera y con menor frecuenciafueron Pensamientos de suicidio,



Tabla 2. Propiedades psicométricas del BDI-II en estudios conmuestras de pacientes ambulatorios con trastornos psicológicos

Nota. a Representan valores medios ponderados de los datos de los subgrupos que recogía elartículo. b Valor medio ponderado por el número de participantes en cada estudio. c Coeficientemedio ponderado por el número de participantes en cada estudio según la fórmula propuesta porRosenthal (1983, p. 8) basada en la transformación Z de Fisher de los coeficientes. d Desviacióntípica conjunta; DTconjunta = √{[( n1 -1) DT1

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

2] / [( n1 -1) + ( n2 -1) + ... +( nn -1)]}.

Tristeza, Pérdida de interés en elsexo, Sentimientos de fracaso ySentimientos de castigo. Estosresultados son muy semejantes alos encontrados en otras muestrasde pacientes con trastornos psico-lógicos. Por ejemplo, en la muestranormativa estadounidense (Beck,Steer y Brown, 1996), los cuatroítems con mayor frecuencia e inten-

sidad eran Cambios en el patrón desueño, Insatisfacción con unomismo, Dificultad de concentracióny Pérdida de energía. Igualmente, enesa muestra normativa también seencontró que entre los seis ítemscon menor puntuación en intensi-dad y frecuencia estaban Senti-mientos de castigo, Pérdida de inte-rés en el sexo, Tristeza y Pensa-



Tabla 3. Frecuencia, media (M), desviación típica (DT) y correlacionescorregidas ítem-total (rtot) de los ítems del BDI-II

mientos de suicidio, siendo esteúltimo el que mostraba la puntua-ción más baja de los 21 ítems delBDI-II, tal y como ocurría en lamuestra de pacientes españoles.

Consistencia interna

El análisis de la consistenciainterna del BDI-II arrojó un coefi-ciente alfa de 0,89, lo que indicauna muy buena consistencia internaque se asemeja a los coeficientesencontrados en la literatura conmuestras semejantes (véase la Tabla2). Las correlaciones entre las pun-tuaciones en cada uno de los ítemsy la puntuación total corregida en elBDI-II (es decir, la puntuación totalsin tener en cuenta el ítem en cues-tión) se presentan en la Tabla 3. Loscoeficientes de correlación halladosfueron todos estadísticamente signi-ficativos, oscilando entre 0,33 parael ítem de Pérdida de interés ensexo y 0,67 para el ítem de Pérdidade energía. La media de las correla-ciones interítems fue 0,30 (DT =0,09), con un mínimo de 0,06 y unmáximo de 0,68.

Validez convergente y discriminante

Las correlaciones de las puntua-ciones totales del BDI-II con laspuntuaciones de otros tests quemiden depresión o ansiedad per-miten obtener índices de validezconvergente y discriminante delBDI-II. Con respecto a la validezconvergente, el BDI-II correlacio-naba de forma positiva y estadísti-

camente significativa (p < 0.001)con otras medidas de depresióntanto autoaplicadas (r = 0,70 y 0,68con las escalas de DepresiónMayor y Distimia del MCMI-II, res-pectivamente) como de heteroeva-luación (r = 0,51 con el ítem degravedad de la depresión del LED).Además, en todos los casos, estoscoeficientes presentaban magnitu-des superiores a 0,50, valor queconstituye el estándar para unacorrelación de tamaño grande(Cohen, 1988).

Con respecto a la validez discri-minante, el BDI-II correlacionabade forma positiva y estadística-mente significativa (p < 0,01) con laEscala de Ansiedad Rasgo delSTAI (r = 0,36). Dado que las medi-das de ansiedad y depresión tien-den a correlacionar positivamentetanto en muestras de pacientescon trastornos psicológicos comoen muestras de estudiantes univer-sitarios o de la población general(Sanz, 1991, 1994, 2001; Sanz yNavarro, 2003), la existencia deuna correlación estadísticamentesignificativa entre el BDI-II y laEscala de Ansiedad Rasgo delSTAI era esperable. Sin embargo,las correlaciones que presentaba elBDI-II con las medidas de depre-sión del MCMI-II y del LED fueronsuperiores a la correlación entre elBDI-II y la Escala de AnsiedadRasgo del STAI y, de hecho, dichasdiferencias fueron estadísticamen-te significativas en el caso de laEscala de Depresión del MCMI-II(0,70 frente a 0,36; z = 2,68, p < 0,01) y de la Escala de Distimiadel MCMI-II (0,68 frente a 0,36;



z = 2,47, p < 0,01), aunque no en elcaso del ítem de gravedad de ladepresión del LED (0,51 frente a0,36; z = 1,09, p = 0,14). Estosresultados avalan la validez delBDI-II para discriminar entre depre-sión y ansiedad.

Validez de criterio: diferenciaciónentre pacientes consintomatología depresiva de diferente gravedad

En 101 casos de la muestra, lospsicólogos clínicos, tras cotejar lossíntomas depresivos de los pacien-tes mediante el LED, habían estima-do la gravedad de dichos síntomasmediante el ítem global de valoraciónde la depresión que finaliza el LED ysin conocer la puntuación delpaciente en el BDI-II. Por tanto, enfunción de los datos de esos 101pacientes fue posible estimar lacapacidad del BDI-II para diferenciardistintos niveles de gravedad de lasintomatología depresiva, tomandocomo criterio la valoración del clíni-co. Un ANOVA demostró que laspuntuaciones medias del BDI-II dife-rían de forma estadísticamente signi-ficativa entre los pacientes con nive-les distintos de sintomatologíadepresiva según las valoraciones delos clínicos [F(3, 100) = 12,38, p <0,001]. Las pruebas t realizadas pos-teriormente para comparar dos a doslos niveles de gravedad de la depre-sión indicaron que el grupo depacientes con depresión grave (n =8) mostraba puntuaciones medias enel BDI-II (M = 38,9, DT = 9,5) másaltas de forma estadísticamente sig-nificativa que los grupos de pacien-

tes con depresión moderada (M =26,9, DT = 10,7, n = 31), depresiónleve (M = 21,8, DT = 7,5, n = 34) odepresión mínima (M = 17, DT =10,8, n = 28) (todas las p < 0,05). Enla misma línea, el grupo de pacientesa los que se les valoró una depresiónmoderada mostraron puntuacionesmedias en el BDI-II significativamen-te superiores que los pacientes a losque se les valoró una depresiónmínima (p < 0,05). Sin embargo, lasdiferencias en el BDI-II entre los gru-pos de depresión moderada y leve, ylas diferencias entre los grupos dedepresión leve y depresión mínimano alcanzaron la significación esta-dística (ambas p > 0,05).

Validez de criterio: diferenciaciónentre pacientes con y sin trastornos depresivos

La capacidad del BDI-II para dife-renciar pacientes con trastornosdepresivos de pacientes con otrostipos de diagnóstico se estimó ana-lizando las diferencias entre gruposde pacientes con distinto diagnósti-co en las puntuaciones del BDI-II.Para protegerse de la comisión deerrores de tipo II y no mermar lacapacidad de generalización de losresultados, se restringieron los aná-lisis a aquellos grupos diagnósticosque incluían al menos 20 pacientes.Las medias y desviaciones típicasde estos grupos en la puntuacióntotal del BDI-II se pueden consultaren la Tabla 4.

Antes de examinar si las mediasen el BDI-II de esos grupos diferían,se compararon entre sí respecto a



las variables sexo y edad medianteuna prueba de chi-cuadrado y unANOVA, respectivamente, noencontrándose ninguna diferenciaestadísticamente significativa entrelos grupos en cuanto a la propor-ción de varones y mujeres queincluían [chi2(N = 305, 5)= 4,67, n.s.],pero sí respecto a la edad media desus integrantes [F(5, 299) = 3,54, p< 0,004]. Por lo tanto, descartandoel factor sexo, pero incluyendo laedad de los pacientes como unacovariable, se realizó un ANCOVApara analizar las diferencias entrelos grupos diagnósticos anterior-mente citados respecto a sus pun-tuaciones totales en el BDI-II. Tal ycomo se esperaba, este ANCOVAreveló un efecto estadísticamentesignificativo sobre las puntuacionesdel BDI-II del diagnóstico de lospacientes [F(5, 298) = 2,41, p <0,04], pero no de su edad [F(1, 298)= 0,82, n.s.].

Posteriores pruebas t comparan-do el grupo de pacientes con tras-torno depresivo mayor frente alresto de grupos con otros diagnósti-cos no depresivos, indicaron quelos pacientes con trastorno depresi-vo mayor obtenían puntuacionessignificativamente más altas en elBDI-II que los pacientes con trastor-no de angustia/agorafobia (p <0.02), los pacientes con otros tras-tornos de ansiedad (p < 0,01) y lospacientes con otros trastornos psi-cológicos (p < 0,02), pero no que lospacientes con trastornos de perso-nalidad (p > 0,12) (véase la Tabla 4).En la misma línea, las pruebas tcomparando el grupo de pacientescon otros trastornos depresivosfrente al resto de grupos con diag-nósticos no depresivos tambiénindicaron que los pacientes conotros trastornos depresivos obtení-an puntuaciones significativamentemás altas en el BDI-II que los



Tabla 4. Medidas y desviaciones típicas de las puntuaciones totalesen el BDI-II en función del tipo de diagnóstico (DSM-IV)

pacientes con trastorno de angus-tia/agorafobia (p < 0.04), los pacien-tes con otros trastornos de ansie-dad (p < 0,02) y los pacientes conotros trastornos psicológicos (p <0,03), pero no que los pacientes contrastornos de personalidad (p >0,12) (véase la Tabla 4).

Validez factorial

Se realizó un análisis factorial deejes principales sobre las correlacio-nes entre los 21 ítems del BDI-IIpara la muestra total. La extraccióninicial arrojó cuatro factores convalores propios mayores que 1; sinembargo, a partir del primer factor,que explicaba un 33,9% de varian-za, la varianza explicada por los res-tantes factores era muy pequeña ytendía a disminuir de manera asintó-tica (6,7%, 5,3%, 4,9%, 4,6%,4,5%, 4,2% y 3,8%, para los res-tantes siete factores). De hecho, unanálisis visual del gráfico de sedi-mentación (scree test de Cattell)sugería la existencia de un solo fac-tor de depresión (los valores propiosde los ocho primeros factores fue-ron, respectivamente, 7,1, 1,4, 1,1,1,0, 0,97, 0,94, 0,89 y 0,79). Ade-más, en la matriz factorial de unúnico factor (véase la Tabla 5) seobserva cómo todos los ítems delBDI-II saturaban en ese único factorcon valores por encima de 0,40,excepto los ítems de Castigo y Pér-dida de interés en el sexo (con satu-raciones de 0,39 y 0,35, respectiva-mente).

Dado que la mayoría de los estu-dios factoriales anteriores del BDI-II

en población clínica (Beck, Steer yBrown, 1996; Cole et al., 2003;Steer et al., 1999, 2000) han encon-trado soluciones con dos factoresque correlacionan entre sí de formamoderada o muy alta (como excep-ción véase la solución trifactorial deBuckley et al., 2001), se realizó unsegundo análisis factorial de ejesprincipales extrayendo dos factoresque fueron rotados mediante unprocedimiento oblicuo (promax). Lasolución factorial resultante (véasela Tabla 5) identificó un primer fac-tor que explicaba un 33,9% devarianza y que venía definido funda-mentalmente por los ítems de Can-sancio-fatiga, Pérdida de energía,Pérdida de placer, Cambios en elpatrón de sueño, Pérdida de interésy Agitación, los cuales parecenrepresentar un factor somático-motivacional en línea con la dimen-sión Somática que también ha sidoidentificada con pacientes psicopa-tológicos en estudios anteriores(Beck, Steer y Brown, 1996; Cole etal., 2003; Steer et al., 1999, 2000).El segundo factor, que explicaba un6,7% de varianza, quedaba confi-gurado principalmente por los ítemsde Sentimientos de culpa, Senti-mientos de fracaso, Inutilidad,Autocríticas, Insatisfacción con unomismo, Sentimientos de castigo yPensamientos de suicidio. Dadoque estos 7 síntomas son de natu-raleza esencialmente cognitiva, sepuede considerar que este factorrepresenta la dimensión Cognitivaque previos estudios factorialestambién han identificado en pacien-tes con trastornos psicopatológicos(Beck, Steer y Brown, 1996; Cole etal., 2003; Steer et al., 1999, 2000).



Es más, la solución de dos factores,uno somático y otro cognitivo, tam-bién es consistente con los resulta-dos obtenidos en la mayoría de los

estudios factoriales del BDI-II reali-zados con muestras de la poblacióngeneral o de estudiantes universita-rios, incluyendo los resultados de



Tabla 5 Análisis factorial de las puntuaciones del BDI-II

Nota. a Las saturaciones mayores de 0,40 se presentan en negrita. *Matiz factorial tras extraerun solo factor mediante el método de ejes principales. † Matriz de configuración tras rotar, medi-ante la rotación oblicua promax, los dos factores extraídos mediante el método de ejes princi-pales.

los estudios previos realizados conla versión española del BDI-II endichas muestras (Sanz, Navarro yVázquez, 2003; Sanz, Perdigón yVázquez, 2003).

En línea también con estos estu-dios previos (véase la Tabla 6), losdos factores, el cognitivo y el somá-tico-motivacional, se mostrabanaltamente correlacionados entre sí (r= 0,72), lo que apoya aún más laidea de que el BDI-II mide unadimensión general de depresión queestá compuesta por dos dimensio-nes sintomáticas altamente relacio-nadas, una cognitiva y otra somáti-ca-motivacional. De hecho, un aná-lisis de la congruencia de los facto-res que componen las solucionesbifactoriales del BDI-II en estudioscon pacientes con trastornos psico-lógicos que han utilizado el mismoprocedimiento de rotación factorial(rotación promax), sugiere que losdos factores encontrados en el pre-sente estudio se correspondenrazonablemente bien con los facto-res cognitivo y somático encontra-dos en la literatura previa (véase laTabla 6). Para cuantificar el grado deconvergencia entre la soluciónbifactorial del presente estudio y lasencontradas en estudios anteriorescon pacientes psicopatológicos, secalculó el coeficiente de correlaciónde Pearson entre factores rotados.Cliff (1966) ha propuesto una corre-lación mínima de 0,75 para afirmarque dos factores tienen una inter-pretación similar. Como puede verseen la Tabla 6, los valores de r obte-nidos superaron en todos los casosel estándar de 0,75. Es más, tam-bién superaron el estándar de 0,75

los coeficientes que se obtuvieroncuando se analizó la convergenciade la solución bifactorial del presen-te estudio con las solucionesencontradas en las muestras espa-ñolas de la población general y deestudiantes universitarios. Incluso,la convergencia de las solucionesde estas últimas muestras españo-las con las obtenidas con pacientesestadounidenses con trastornospsicológicos alcanzó el estándar de0,75 en 10 de las 12 correlacionesentre factores, estando las dos res-tantes muy cerca de dicho estándar(0,72 y 0,74).

Comparación entre el BDI-II y el BDI-IA

Comparando los resultadosencontrados con el BDI-II en la pre-sente muestra de pacientes ambu-latorios con trastornos psicológicoscon los obtenidos con la adaptaciónespañola del BDI-IA en una muestrasimilar (Vázquez y Sanz, 1999),llama la atención que la media delas puntuaciones totales del BDI-IIes superior en más de cinco puntosa la media del BDI-IA (22,1 frente a16,5). Esta diferencia es consistentecon los resultados hallados en estu-dios previos y en todo tipo demuestras. Por ejemplo, los estudiosllevados a cabo por Beck y suscolaboradores (Beck, Steer yBrown, 1996; Beck, Steer, Ball yRanieri, 1996) administrando simul-táneamente el BDI-II y el BDI-IA amuestras de pacientes con trastor-nos psicológicos corroboran que lapuntuación media del BDI-II es 2-3puntos mayor que la del BDI-IA, y



que la diferencia es estadísticamen-te significativa. Igualmente, al com-parar la versión española del BDI-IIy la del BDI-IA en muestras de estu-diantes universitarios (Sanz, Navarroy Vázquez, 2003) o en muestras dela población general (Sanz, Perdi-gón y Vázquez, 2003), vuelve aemerger una diferencia de 2-4 pun-tos en favor del BDI-II.

Por otro lado, la consistencia

interna del BDI-II es prácticamenteigual a la que muestra el BDI-IA enpacientes con trastornos psicológi-cos (0,89 frente a 0,90; Vázquez ySanz, 1999). Esta igualdad contras-ta con la superioridad que mani-fiesta el BDI-II frente al BDI-IA enotras muestras españolas. Porejemplo, en estudiantes universita-rios españoles se encontró un coe-ficiente alfa de 0,89 para el BDI-IIfrente a 0,83 para el BDI-IA, mien-



Tabla 6. Congruencia factorial entre las soluciones bifactoriales delBDI-II encontradas en muestras de pacientes con trastornos

psicológicos y en muestras españolas (correlaciones entre factores)

tras que en adultos de la poblacióngeneral se encontró un alfa de 0,87para el BDI-II frente a 0,83 para elBDI-IA, y en ambas muestras lasdiferencias entre los coeficientesalfa fueron estadísticamente signifi-cativas (Sanz, Navarro y Vázquez,2003; Sanz, Perdigón y Vázquez,2003). Es más, estudios previos enpacientes psicopatológicos con lasversiones originales inglesas delBDI/BDI-IA o del BDI-II o con susversiones en otros idiomas, tam-bién parecen sugerir que el BDI-IIposee índices de consistenciainterna superiores al BDI-IA. Así, unmeta-análisis de los índices deconsistencia interna del BDI/BDI-IAestimaba que el coeficiente alfamedio para pacientes psicopatoló-gicos era de 0,86 (Beck, Steer yGarbin, 1988), mientras que el coe-ficiente alfa medio ponderado delos siete estudios con pacientesambulatorios con trastornos psico-lógicos que aparecen recogidos enla Tabla 2 es de 0,92, coeficienteque no varía mucho si en su cálcu-lo también se tienen en cuenta losestudios previos con pacientes psi-copatológicos ingresados (Cole etal., 2003; Henriques et al., 2004;Steer et al., 2000) o con pacientescon tras-tornos específicos (Aharo-novich et al., 2001; Ball y Steer,2003; Buckley et al., 2001; Steer etal., 2001; Trygstad et al., 2002). Eneste caso, el coeficiente alfa medioponderado del BDI-II teniendo encuenta los 15 estudios previos conpacientes psicopatológicos es de0,91.

Por último, los resultados factoria-les del BDI-II revelan una elevada

congruencia de la solución bifactorialencontrada en la presente muestrade pacientes españoles con trastor-nos psicológicos con las solucionesbifactoriales obtenidas en estudiosprevios con muestras de pacientesde otros países y, también, con lassoluciones bifactoriales encontradascon muestras españolas de estu-diantes universitarios y de la pobla-ción general. Esta elevada congruen-cia y, en general, el hecho de que elBDI-II muestre un estructura factorialcompuesta de dos dimensiones,cognitivo y somático-motivacional,que aparece de forma consistente enla mayoría de los estudios y conmuestras de distintos países ypoblaciones, contrasta con los resul-tados factoriales que se solían obte-ner con el BDI-I y el BDI-IA, en loscuales la consistencia era la excep-ción más que la regla, con solucio-nes factoriales que iban desde dos aseis factores y con muy poca consis-tencia tanto para una misma pobla-ción como entre poblaciones distin-tas (véase la revisión de estudiosfactoriales de Beck et al., 1988).

CONCLUSIONES

1. El objetivo de este estudio eraanalizar las propiedades psicométri-cas de la versión española del BDI-IIen una muestra de pacientes contrastornos psicológicos La distribu-ción de las puntuaciones del BDI-IIen esta muestra es similar a laencontrada en estudios anteriorescon pacientes psicopatológicos deotros países, con una media que, taly como también ocurre en la litera-tura previa, es superior a la media



que se suele obtener con su inme-diato predecesor, el BDI-IA. Estehecho sustenta la decisión de incre-mentar en el BDI-II, y con respectoal BDI-IA, las puntuaciones criteriopara definir las categorías de grave-dad de la sintomatología depresiva(Beck et al., 1996).

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

3. Los índices de validez conver-gente y discriminante de la versiónespañola del BDI-II son tambiénbuenos, mostrando unos coeficien-tes de correlación convergente conotras medidas de autoinforme y deheteroevaluación de la depresióncuya mediana (0,68) supera con cre-ces el criterio estándar de excelente(0,60; Prieto y Muñiz, 2000), y tam-bién supera de forma estadística-mente significativa el coeficiente decorrelación del BDI-II con una medi-da de rasgo general de ansiedad(0,36).

4. El BDI-II se diseñó como uninstrumento para la detección ycuantificación de síntomas depresi-vos en pacientes con trastornos psi-cológicos. En el presente trabajo,hemos demostrado que la versiónespañola del BDI-II es capaz dedetectar diferencias en la presenta-ción y gravedad de tales síntomasen una muestra de pacientes condistintos trastornos psicopatológi-cos de forma que, como cabríaesperar de un instrumento sensiblepara el propósito originario del test,

esas diferencias se distribuyen ajus-tándose de manera razonable a lacurva normal. Pero, además, nues-tros resultados también indican quela validez de criterio del BDI-II res-pecto a su objetivo original es tam-bién aceptable. Utilizando el méto-do de los grupos contrastados,hemos encontrado que los pacien-tes con trastorno depresivo mayor ocon otros trastornos depresivos tie-nen puntuaciones medias significa-tivamente más altas que los pacien-tes con trastorno de angustia/ago-rafobia, los pacientes con otrostrastornos de ansiedad y los pacien-tes con otros trastornos psicológi-cos. Igualmente, el BDI-II permitediferenciar de forma aceptable dis-tintos niveles de gravedad de la sin-tomatología depresiva (mínima, lige-ra, moderada o grave) tomandocomo criterio las valoraciones de unclínico tras realizar una entrevista ycumplimentar un listado de cotejode síntomas depresivos.

5. Los resultados de los análisisfactoriales realizados con la versiónespañola del BDI-II indican que enmuestras de pacientes con trastor-nos psicológicos este instrumentoparece medir una dimensión dedepresión general que está com-puesto de dos dimensiones sinto-máticas altamente relacionadas,una cognitiva y otra somático-moti-vacional, que replica los resultadosencontrados en la literatura previa,incluyendo los resultados encontra-dos con dicha versión en muestrasespañolas de estudiantes universi-tarios y de la población general.

6. En términos de validez facto-



rial, la versión española del BDI-IIparece mejor que su predecesor, elBDI-IA, como instrumento para eva-luar la sintomatología depresiva enpacientes psicopatológicos, ya quepresenta una estructura factorialque refleja en mejor medida unadimensión general de depresión,distingue de forma más clara dosfactores interrelacionados de sinto-matología cogntiva y somático-motivacional, y es más consistentecon la literatura previa.

7. Aunque el BDI-II presenta índi-ces adecuados de fiabilidad, vali-dez convergente y discriminante,validez de criterio y validez factorialque justifican su uso como instru-mento de evaluación de la sintoma-tología depresiva en pacientes contrastornos mentales, su utilizacióncomo instrumento de diagnósticodiferencial no se justifica en funciónde los datos presentados en esteestudio. El BDI-II no es un instru-mento diagnóstico. Esta es unaidea que hemos expresado enotras ocasiones (Sanz, Navarro yVázquez, 2003; Sanz, Perdigón yVázquez, 2003), y sobre la que lospropios autores del instrumentoadvertían de forma explícita en elmanual original del mismo: “el BDI-II se desarrolló como un indicadorde la presencia de síntomas depre-sivos consistentes con el DSM-IV yde su intensidad, no como un ins-trumento para especificar un diag-nóstico clínico. El BDI-II deberíausarse con precaución como únicamedida diagnóstica ya que ladepresión puede acompañar amuchos trastornos diagnósticosprimarios desde el trastorno por

pánico a la esquizofrenia” (Beck,Steer y Brown, 1996, p. 6).

8. En suma, la versión españoladel BDI-II parece tener unas propie-dades psicométricas aceptablescomo instrumento de medición dela sintomatología depresiva enpacientes españoles con trastornospsicológicos, que recomiendan suuso en este tipo de población tantoen ámbitos clínicos como de inves-tigación. No obstante esta conclu-sión y las anteriores deberían mati-zarse en función de algunas de laslimitaciones de este estudio. Prime-ro, la muestra utilizada fue unamuestra incidental en cuya selec-ción no se siguieron criterios demuestreo aleatorio ni se utilizaronalgunos criterios uniformes deexclusión-inclusión como, porejemplo, la selección sistemática detodos los pacientes que acudieronal centro clínico. En segundo lugar,aunque se exigió el uso de criteriosDSM-IV y en cada caso el diagnós-tico final se basó en el juicio clínicode al menos dos psicólogos clíni-cos, tan sólo en un tercio de lamuestra dichos psicólogos utiliza-ron expresamente un listado decotejo de síntomas depresivos liga-do al DSM-IV. Hubiera sido desea-ble que en todos los casos sehubiera utilizado ese listado decotejo de síntomas y, aún muchomejor, que se hubiera administradouna entrevista estructurada diag-nóstica. Futuras investigacionessobre la versión española del BDI-IIdeberían tratar de solventar estalimitación, especialmente el uso deentrevistas estructuradas diagnósti-cas, de forma que así sí se podría



evaluar la capacidad del BDI-II parael diagnóstico diferencial y obtenersus propiedades psicométricaspara esa función (sensibilidad,especificidad, valor predictivo posi-tivo, grado de acuerdo con un diag-nóstico bien establecido, etc.),determinando empíricamente lapuntuación de corte más apropiadapara hacer un diagnóstico diferen-cial entre un trastorno depresivo yotro tipo de trastorno mental. Porsupuesto, la validación de cualquierinstrumento psicométrico es unproceso de continua investigación.En este sentido, investigacionesfuturas sobre la adaptación espa-

ñola del BDI-II también deberíanexaminar, por ejemplo, su estabili-dad temporal, sus propiedades psi-cométricas en adolescentes, jóve-nes españoles entre 13 y 18 años oancianos, o su utilización en aten-ción primaria.

Notas de los autores

Los autores quisieran agradecer alos psicólogos residentes de la Uni-dad de Psicología Clínica y de laSalud de la UCM su colaboraciónen la administración del BDI-II y delresto de instrumentos utilizados.



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