https://doi.org/10.24265/liberabit.2023.v29n2.715
ARTÍCULOS DE
INVESTIGACIÓN
Adaptación y validación del Inventario
de ansiedad de Beck en jóvenes peruanos
Adaptation and Validation
of the Beck Anxiety Inventory in Young Peruvians
Jherson Leonardo Gomez1
https://orcid.org/0000-0001-5463-4226
Katherine Acevedo Flores1
https://orcid.org/0000-0002-1725-3181
Kelly Cano Tapia1
https://orcid.org/0000-0002-0266-8878
Fernando Ildefonso De la Cruz1
https://orcid.org/0000-0003-0381-0634
Dino Mosquera Torres2,*
https://orcid.org/0000-0003-3396-5987
Ronald Castillo Blanco3
https://orcid.org/0000-0003-2945-3583
1Universidad César Vallejo, Perú
2Universidad de San Martín de Porres, Perú
3Universidad Científica del Sur, Perú
Autor corresponsal: dmosquerat@usmp.pe
Para citar este
artículo:
Leonardo, J., Acevedo, K., Cano, K., Ildefonso, F.,
Mosquera, D., & Castillo, R. (2023). Adaptación y validación del Inventario
de ansiedad de Beck en jóvenes peruanos. Liberabit, 29(2), e715. https://doi.org/10.24265/liberabit.2023.v29n2.715
Resumen
Antecedentes: la ansiedad es
una enfermedad que genera inquietud y preocupación excesiva ante algo
amenazante, esta condición origina un trastorno a quien lo padece. Un postulado
teórico es la teoría de la ansiedad de Beck (Beck et al., 1999). En Perú hay
diversas cifras de grupos de poblaciones que padecen esta enfermedad, pero no
hay estudios de cuestionarios adaptados que midan la ansiedad siendo poco
fiables en un contexto nacional. Frente a ello, este inventario es una buena
opción que se ajusta a necesidades para medir la sintomatología de esta
afectación. Objetivo: adaptar el Inventario de ansiedad de
Beck en jóvenes peruanos. Método: tipo psicométrico y diseño
instrumental. Resultados: en la
validez basada en la estructura interna del instrumento, en el AFC (χ2/gl = 3.82; CFI = .98; SRMR = .03; RMSEA = .07); en cuanto a
la validez basada en la relación con otras variables (r = .84; p < .001; r2 = .70), y en la
confiabilidad de la escala (α
= .95) lo que significa que la prueba presenta buen nivel de consistencia
interna. Conclusiones: la prueba
presenta evidencias aceptables de validez y confiabilidad para medir la
variable.
Palabras clave:
ansiedad; adaptación; validez; confiabilidad; jóvenes; peruanos.
Abstract
Background: Anxiety is a disease that
generates restlessness and excessive worry about something threatening, this condition causes disorder for those who
suffer from it. A theoretical postulate is Beck’s
theory of anxiety (Beck et al., 1999). In Peru
there are various figures of population groups
that suffer from this disease,
but there are no studies of adapted
questionnaires that measure anxiety, which are unreliable in a national context. Faced with this,
this inventory is a good option
that meets the needs to
measure the symptomatology of this condition. Objective: Adapt the Beck anxiety inventory in young Peruvians. Method: Psychometric type and
instrumental design. Results: In the
validity based on the internal
structure of the instrument, in the CFA (χ2/df = 3.82; CFI = .98; SRMR = .03; RMSEA = .07); in terms of validity
based on the relationship with other variables (r = .84; p < .001; r2
= .70), and on the reliability of the scale (α = .95), which
means that the test presents good level of
internal consistency. Conclusions: The test presents acceptable evidence of validity and reliability to measure the variable.
Keywords:
anxiety; adaptation; validity; reliability; youth; Peruvians.
Introducción
La ansiedad es un fenómeno mundial que pertenece a un
trastorno de la salud mental, esta enfermedad ha sido causa de varios estudios,
por lo cual se estima que es muy común en la sociedad (Blanco et al., 2022).
Asimismo, el impacto de la ansiedad en tiempos de confinamiento fue
significativo en jóvenes dando a entender que donde más impacto tuvo fue en
esta población (Balbuena, 2022). En Perú hubo incrementos significativos de
casos de ansiedad en estos últimos años, según el Ministerio de Salud ([MINSA],
2022) en el 2017 hubo 2007 casos de ansiedad, en el 2018 se presentaron 2280,
en el 2019 se evidenció 2819 casos, en el 2020 aumentó a 4025 casos, sin
embargo, en el 2021 hubo una reducción a 3768 casos relacionados a la ansiedad.
Una teoría que explica la variable ansiedad es la de Beck y
Clark (Díaz, 2019), en donde se mencionó que la ansiedad es un sistema
funcional a respuestas conductuales, fisiológicas, afectivas y cognitivas que
se logra activar ante una situación de amenaza, comprendiendo dos modalidades:
valor primario de una amenaza y reevaluación. Por otro lado, IzurietaBrito et al. (2022) lo resumen con la intolerancia
hacia la inquietud y preocupación sobre sucesos de un futuro inseguro y que si
es recurrente puede generar un trastorno.
Los síntomas de la ansiedad están asociados a la salud
mental, que durante años se manifiestan asociados con otros trastornos mentales
(VivancoVidal et al., 2020). Es el caso de China,
donde se registró que el 28.8% padece de ansiedad, superando a la depresión
(16.5%) y al estrés (8.1%), siendo la causa principal el impacto sobre la
situación económica que afectó el aspecto emocional (Millones-Morales &
Gonzales-Guevara, 2021). En Sudamérica, Vizioli y
Pagano (2020), en un estudio en Argentina, refirieron que los trastornos
ansiosos pertenecen al grupo de mayor prevalencia, seguidos por los trastornos
del estado de ánimo. En el Perú, los casos son similares, los trastornos de
ansiedad son los más recurrentes que se presentan a la atención psiquiátrica
ambulatoria seguido del trastorno de pánico, agorafobia y fobia social
(Lozano-Vargas & Vega-Dienstmaier, 2018).
En Perú, una de «las causas de los problemas de ansiedad son
los factores sociodemográficos» esto por los eventos de vida tanto positivos
como negativos para el desarrollo de la persona (Saavedra, 2020). Los niveles
de ansiedad surgen, mayormente, en familias de escasos recursos que enfrentan
eventos desfavorables producto de su pobreza y esto se refleja en los ámbitos
sociales, académicos, y otros, generando, desgaste mental, físico y otros
problemas emocionales en jóvenes y adultos (Quispe & Mamani, 2022).
En relación con sus síntomas, el Instituto Nacional de Salud
(INS, 2022) indicó que 30% de jóvenes entre 19 y 25 años presentaron ansiedad
asociados a varios síntomas, como ritmo cardíaco acelerado, taquicardia,
sudoración, hormigueo, hiperventilación, así como preocupación excesiva difícil
de controlar (American Psychiatric Association [APA], 2014). También está relacionado con
síntomas subjetivos como miedo a morir, nerviosismo e incapacidad para
relajarse (Coelho et al., 2022).
El
Inventario de ansiedad de Beck
Teniendo en consideración la información recolectada
referente a las múltiples pruebas con la variable ansiedad que existe hoy en
día, el Inventario de ansiedad de Beck, como las dimensiones abordadas, es de
las más fundamentales en su campo (Blázquez et al., 2020), y esto debido a que
contribuye con teorías como conceptos en un contexto de sociedad muy distinta a
nivel global (Sanz, 2014). Asimismo, como parte de los antecedentes de
validación en otros países, sobre todo de Latinoamérica, la adaptación del
inventario a un contexto argentino permitió conocer aquellos aspectos
importantes de la sintomatología de la ansiedad en toda una sociedad, del mismo
modo para otros países (Vizioli & Pagano, 2020),
para poder así tener un mejor plan de abordaje frente a las distintas
situaciones complejas de la vida (Galindo-Vázquez et al., 2020).
Como parte de las evidencias psicométricas para un mayor
entendimiento en cuanto a los aspectos trabajados en la investigación, se
presentan estudios como Sanz y Navarro (2003). En su investigación sobre las
propiedades psicométricas del Inventario de ansiedad de Beck (BAI), en una
versión española, demostraron un alto nivel de consistencia interna (α = .88). El BAI correlacionó
.58 con el Inventario de depresión de BeckII, así
mismo, en un análisis factorial combinado de sus ítems demostró dos factores
distintos, lo que sugiere que la correlación entre el BAI y el BAI-II es un
reflejo de la correlatividad entre las variantes ansiedad y depresión.
Vizioli y Pagano (2020) realizaron
un estudio psicométrico sobre la adaptación del Inventario de ansiedad de Beck
en Buenos Aires. Este modelo distinto fue probado por traducción directa de
partes. Los exponentes ajustados en el modelo de un factor fueron los siguientes:
χ2
= 355.37; CFI = .96; NNFI = .95; RMSEA = .06 y SRMR = .07. Según el modelo de
dos factores, el índice de ajuste fueron los siguientes: χ2 = 57.9; CFI =
.91; NNFI = .90; RMSEA = .09 y SRMR = .08. Se obtuvo el índice de ajuste para
el modelo de cuatro factores: χ2
(183) = 35.9; CFI = .96; NNFI = .96; error medio = .06 y SRMR = .07. En
resumen, en base a resultados, el mejor modelo de ajuste fue el modelo de un
factor.
Dicho todo lo anterior, se realiza la siguiente pregunta:
¿El Inventario de ansiedad de Beck adaptado en jóvenes peruanos presenta
adecuadas evidencias de validez y confiabilidad?
En cuanto a la evaluación de ansiedad en adultos jóvenes,
existen diversos instrumentos psicométricos adaptados al español que facilitan
el trabajo, tales como el Inventario de ansiedad estado-rasgo (STAI, por sus
siglas en inglés) de Argentina (Ercan et al., 2015).
La Escala de ansiedad y depresión hospitalaria, la Escala mexicana de miedo
FSSC-II (Ascencio et al., 2012) y el Inventario de ansiedad de Beck se encuentran
entre los instrumentos más usados en diversos estudios y aplicaciones
individuales en el ámbito clínico, tanto en inglés como en español (Piotrowski, 2017).
El estudio plantea como objetivo general adaptar el
Inventario de ansiedad de Beck en jóvenes peruanos. El primer objetivo
específico es obtener evidencia de su validez basada en la composición interna
del inventario, evaluar su validez de convergencia y determinar la
confiabilidad de la escala.
Método
La presente investigación pertenece a un análisis
cuantitativo instrumental, se enfoca en categorías más analíticas produciendo
la distribución de frecuencias y estudios de correlación (Montero & León,
2005). Esto permite el manejo de un estudio de una población (Monje, 2011)
Participantes
Se realizó un muestreo no probabilístico por bola de nieve,
contando con la participación de 500 personas tanto mujeres como varones, con
un rango etario entre 18 y 29 años, originarios de Perú.
Los criterios de inclusión para este estudio fueron los
siguientes: (a) jóvenes entre 18 y 29 años que tengan acceso a la educación
universitaria y/o al campo laboral (Barrera-Herrera & Vinet, 2017); (b)
vivir en algún departamento del Perú; y (c) tener el consentimiento en el uso
de sus datos para la presente investigación. Se excluye de la recolección de
datos al participante que no cumpla los criterios antes mencionados.
La población elegida para el estudio fue entre sexo femenino
y masculino, en el que 51% fue de sexo femenino y 49% del sexo masculino. Las
edades promedio fueron de 18 a 29 años, en el que el mayor porcentaje fue de
12.8% de participantes con 20 años. Asimismo, el lugar de procedencia en su
mayoría fue del departamento de Lima con 68.5% seguido de los demás
departamentos, tanto de la costa, sierra y selva.
Instrumentos
Inventario de ansiedad de Beck, adaptación argentina (Vizioli & Pagano, 2020). La escala tiene 21 ítems con 4
opciones de respuesta que oscila entre 0 (en
absoluto) a 3 (severo) que va de
acuerdo con la sintomatología de ansiedad. Los resultados van desde la ansiedad
baja hasta alto nivel. La propiedad psicométrica de este inventario fue
analizada en una población argentina cuyos resultados en la consistencia
interna fueron los siguientes: α ordinal = .93; ω ordinal = .95, y confiabilidad
compuesta ρ = .92, el
cual es considerado satisfactorio, por lo que la prueba fue válida y confiable.
Escala de ansiedad de Hamilton, versión española. Para
propósito del estudio se eligió correlacionarse con la Escala de ansiedad de
Hamilton (versión española). Escala que cuenta con 14 frases que mide la
sintomatología de la ansiedad con 5 opciones de respuesta que oscilan entre 0 (ausente) a 4 (muy grave), va de acuerdo con la gravedad de síntomas de ansiedad.
Los resultados van desde la ansiedad baja hasta alto nivel. Las propiedades
psicométricas de este inventario se analizaron en una población española
obteniéndose como resultado en consistencia interna α = .89 (Lobo, et al., 2020,
citado por Arias et al., 2022).
Procedimiento
Los datos principales de la investigación fueron tomados de
un estudio anterior (Vizioli & Pagano, 2020) el
cual fue realizado en adultos argentinos.
En este estudio, el primer paso fue adquirir resultados y
opiniones por la técnica focus group con
participación de 10 personas con resultado significativo, dado que no se
consideró modificar los reactivos del instrumento puesto que fueron entendibles
y de fácil compresión para el grupo selecto. Después se procedió a la
distribución del cuestionario de manera virtual por medio de Google forms a
través de redes sociales. Cabe señalar que esta metodología se adoptó debido a
que fue la manera más eficaz de encontrar a población de otras regiones del
Perú estando en Lima, además de ser una manera más rápida de usar la técnica de
bola de nieve. En esta prueba se consideraron criterios de inclusión donde los
participantes aceptaron ser parte de la prueba, se les mencionó el objetivo de
la investigación, el procedimiento de este y el uso ético de sus datos, el cual
estuvo escrito de forma correcta al inicio del formulario donde podían aceptar
o rechazar según su decisión, esta prueba se realizó entre el 15 de mayo y el
23 de junio del 2023.
Análisis
de datos
Se usó la aplicación Jamovi
versión 2.3.21 y el análisis de propiedades psicométricas realizada por
evidencias de la validez y confiabilidad que proponen los estándares para una
prueba psicológica (Roque, 2022).
Para el análisis factorial confirmatorio
se consideró la naturaleza ordinal de los ítems mediante el cálculo de la
matriz de correlaciones policóricas. El estimador
usado fue el de mínimos cuadrados ponderados con media y varianza ajustadas
(WLSMV), procedimiento recomendado para variables ordinales (Beauducel & Herzberg, 2006; Gana & Broc, 2019). La evaluación global del ajuste del modelo se
obtuvo con el índice de ajuste comparativo (CFI), el error cuadrático medio de
aproximación (RMSEA) y la raíz media cuadrática residual estandarizada (SRMR).
Se interpretan los valores CFI > .90 como evidencia favorable de ajuste al
modelo (Bentler, 1990), así como de los de RMSEA <
.080 (MacCallum et al., 1996) y SRMR < .080
(Browne & Cudeck, 1992). Por último, para el
análisis de confiabilidad se consideró el método de consistencia interna con el
coeficiente omega (ω),
considerándose valores mayores a .70. El análisis estadístico se realizó
mediante el programa «R» versión 4.2.3, específicamente con la librería lavaan en su versión 0.6-15 (Rosseel,
2012)
En el análisis factorial confirmatorio, se evaluó la
estructura de dos factores correlacionados del instrumento encontrándose un
ajuste inicial no adecuado. Luego de evaluar el contenido de los ítems y los
índices de modificación, se obtienen alternativas con un buen ajuste
correspondientes a un modelo de dos factores correlacionados y a otro de una
estructura unidimensional. Para estas dos anteriores se tuvieron que retirar 10
ítems. La estructura que se considera en el presente estudio es la
unidimensional: χ2(44)
= 168.2; p < .001; CFI = .985;
RMSEA = .075 y SRMR = .033. No se considerará la estructura de dos factores
correlacionados porque en esta la correlación entre factores es de r = .99 y p < .001. Estos resultados pueden visualizarse en la Tabla 2.
Tabla 2
|
Índices de bondad de ajuste de los modelos original y reespecificados del Inventario de ansiedad de Beck
|
Modelo
|
χ2
|
gl
|
CFI
|
RMSEA
|
SRMR
|
|
Modelo
original
|
1311.2*
|
188
|
.948
|
.109
|
.053
|
|
Modelo
de dos factores correlacionados
|
172.0*
|
43
|
.985
|
.077
|
.035
|
|
con un total de 11 ítems
Modelo unidimensional de 11
ítems
|
168.2*
|
44
|
.985
|
.075
|
.033
|
Nota: CFI = índice de ajuste
comparativo; RMSEA = error cuadrático medio de aproximación; SRMR = raíz
media cuadrática residual estandarizada; *p
< .001
Para el modelo de
estructura unidimensional se determina que las cargas factoriales resultantes
se encontraron entre .70 y .85 (Tabla 3). Además, la consistencia interna fue
de ω = .95.
Tabla 3
Cargas factoriales de la solución
estandarizada del análisis factorial confirmatorio para la estructura reespecificada
|
Ítem
|
Cargas
factoriales
|
|
02.
Sensación de calor intenso
|
.79
|
|
09. Con
miedo o aterrorizado/a
|
.78
|
|
13.
Inquieto/a, tembloroso/a
|
.82
|
|
15.
Dificultad para respirar
|
.81
|
|
18.
Indigestión o malestar estomacal
|
.72
|
|
03.
Debilidad en las piernas
|
.70
|
|
04.
Incapacidad para relajarse
|
.72
|
|
06.
Mareos y vértigos
|
.86
|
|
08.
Sensación de inestabilidad
|
.79
|
|
14.
Miedo a perder el control
|
.78
|
|
19.
Sensación de desvanecimiento o desmayos
|
.86
|
|
Finalmente, como evidencia de validez basado en la relación
con otras variables, se evaluó la correlación entre las puntuaciones de los
ítems del Inventario de ansiedad de Beck reespecificado
y la Escala de ansiedad de Hamilton obteniéndose una correlación grande, r = .84; p < .001; r2
= .70, confirmándose de esta forma las evidencias de validez convergente.
Discusión
El propósito principal del
estudio fue adaptar el Inventario de ansiedad de Beck en jóvenes peruanos con
un rango de edad de entre 18 y 29 años. Para ello, los resultados del estudio
psicométrico nos permiten afirmar que el Inventario de ansiedad de Beck se
adapta aceptablemente en una estructura unidimensional, mediante la técnica del
análisis factorial confirmatorio. Este resultado contribuye como una nueva
propuesta metodológica al análisis del instrumento de Beck.
Estos resultados coinciden con
los estudios de Sanz et al. (2012), quienes encontraron un mejor ajuste cuando
se propone con una sola dimensión en una muestra de pacientes españoles con
trastornos psicológicos, indicando que no tiene sentido crear subescalas para
medir las dimensiones específicas, pues «no se pierde mucha información al
considerar únicamente la puntuación global y no considerar la varianza
específica explicada por los factores somático y afectivo-cognitivo» (Sanz et
al., 2012). También coincide con los estudios de Sánchez-Villena y Farfán
(2019), quienes realizaron un análisis factorial exploratorio en estudiantes
peruanos aseverando que la propuesta de dos factores no estaría justificada, ya
que los resultados se ajustan mejor cuando se desarrolla en una sola dimensión.
Si bien es cierto que una
propuesta inicial al estudiar la escala de Beck es la bifactorial; luego de
evaluar el contenido de los ítems, se aprecia la duplicidad en la
interpretación cualitativa de alguno de ellos, por tal motivo se decidió
retirar 10 ítems por su coincidencia semántica entre ellos (temblor en las
manos e inquieto/tembloroso, entre otros) obteniendo, finalmente, una mejor
correlación. Por otro lado, la correlación entre los dos factores es demasiado
alta (r = .99; p < .001), motivo por lo que no se justifica un modelo con dos
factores.
Asimismo, las cargas factoriales
estandarizadas en el modelo (Tabla 3) fluctúan resultados > o iguales a .70
en los reactivos siendo significativos y de magnitudes apropiadas entre los
pesos factoriales en una estructura de modelo unidimensional.
Considerando que
las cargas factoriales deben estimar valores mayores a .70 o al menos .5 para
atribuirles como indicador del constructo (Doral et al., 2017).
Con respecto a la validez en
relación con otra variable, se realizó a través de la validez de convergencia
donde el grado de correlación entre el Inventario de ansiedad de Beck (BAI) y
la Escala de ansiedad de Hamilton (HAS) evidenciaron que existe una relación
lineal positiva fuerte y con un tamaño del efecto grande entre ambos test
demostrando su validez convergente. Lo mencionado concuerda con Sanz y Navarro
(2003), en donde refieren, en su estudio sobre propiedades psicométricas de una
versión española del mismo inventario, que el BAI se correlaciona con un r = .58 con el Inventario de depresión
de Beck-II. Al respecto, Cohen (1992) refiere que, en estudios correlacionales,
valores mayores a .25 indican un tamaño del efecto grande lo que significa que
los dos instrumentos comparten una variabilidad (varianza) moderada del 70%.
Por último, se realizó la
evidencia de la confiabilidad por consistencia interna, el cual fue mediante el
coeficiente omega resultando una confiabilidad alta (ω = .95). Estos valores
coinciden, por un lado, con Vizioli y Pagano (2020)
en su investigación en Argentina donde obtuvieron una confiabilidad de α = .93 y, por otro, con Padrós
et al. (2020) en México, quienes sobre las propiedades psicométricas del mismo
inventario obtuvieron una confiabilidad de α
= .91; por lo indicado, evidenciamos que las respuestas de la prueba son
consistentes y precisas, de acuerdo con lo que pretende medir (Reidl, 2013).
Cabe precisar que, el presente
estudio implica un importante avance para la evaluación precisa de la ansiedad
en los jóvenes generando un valioso aporte para los profesionales de la salud
mental en el Perú, quienes, a partir del estudio, obtendrán una herramienta
psicométrica eficaz que permitirá mejorar la exactitud de las evaluaciones,
diagnósticos precisos y tratamientos efectivos facilitando la comunicación
entre los profesionales y los jóvenes (Fernández et al., 2010).
En cuanto a las limitaciones, una de ellas fue del tipo de
muestreo no probabilístico por el que se optó, que, al no poder realizar un
control exhaustivo de la muestra ni de las respuestas, puede afectar en la
generalización de resultados. Por otro lado, se encuentra el sesgo de la
desproporcionalidad en la muestra, ya que hubo mayor número de participantes
mujeres que hombres y más personas que viven en Lima que en otros
departamentos.
Conflicto
de intereses
Los autores manifestan no tener
ningún tipo de conflicto de intereses.
Responsabilidad
ética
El estudio está ligado a los principios y normas que brinda
la Asociación Americana de Psicología (APA), así como el Colegio de Psicólogos
del Perú; los cuales indican que, en primer lugar, no se debe falsificar la
información de la muestra ni manipular los resultados, tampoco se debe revelar
información de los participantes en la muestra en dicha investigación y,
finalmente, la importancia del compromiso del investigador y la propiedad de
este con el trabajo (APA, 2014).
Contribución
autoría
JL: concepción, diseño del estudio, redacción del
manuscrito, revisión de observaciones, administración.
KA: diseño del estudio, redacción del manuscrito y
subsanación de observaciones.
KC: diseño del estudio, redacción del manuscrito y
subsanación de observaciones.
FI: diseño del estudio, redacción del manuscrito y
subsanación de observaciones.
RC: análisis estadístico, revisión y diseño del estudio.
DM: concepción, administración, diseño del estudio, análisis
estadístico, redacción del manuscrito y revisión de observación.
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