Tipo de investigación

La presente investigación se llevó a cabo mediante un diseño no experimental de tipo instrumental (^{Carretero-Dios & Pérez, 2005}), ya que no hubo manipulación sobre las variables evaluadas.

Participantes

La muestra estuvo conformada por 3614 estudiantes de la UIS. De estos, 1110 (30.7 %) fueron admitidos en el segundo período del 2013, 1459 (40.4 %) eran del primer periodo del 2014, y 1045 (28.9 %) del segundo periodo del 2014. Del total de admitidos en los tres periodos, el 43.4 % eran del sexo femenino y 56.6 % de sexo mascu lino; y contaban con edades comprendidas entre los 15 y 56 años: 55.2 % tenían 17 años o menos, 31 % entre 18 y 19 años, y 13.9 % 20 años o más; el promedio de edad fue de 18.01 años (DE = ± 2.34).

Instrumentos

APGAR Familiar. Es un cuestionario diseñado por el neurólogo Gabriel Smilkstein en 1978 que consta de cinco afirmaciones con escala de respuesta likert (nunca = 0; siempre = 4). Este instrumento mide el grado de funcionalidad familiar (o disfuncionalidad) que el miembro de la familia, se supone, está en capacidad de percibir (^{Suarez & Alcalá, 2014}). En una validación realizada en una muestra colombiana de 91 estudiantes se encontró un alfa de Cronbach de r = .793, y una estructura unifactorial que explicó el 55.6 % de la variabilidad total de la escala (^{Forero, Avendaño, Duarte, & Campos, 2006}).

Escala de Depresivos de^{Zung. Esta escala, creada por Zung en 1965}, está basada en aspectos afectivos, fisiológicos y psicológicos que generalmente caracterizan la depresión, y está conformado por 20 reactivos con respuestas en formato tipo likert (nunca = 1; siempre = 4), en donde los ítems 2, 5, 6, 11, 12, 14, 16, 17, 18 y 20 se encuentran redactados en afirmaciones negativas. En Colombia, ^{Lezama (2012}) realizó un estudio para determinar las propiedades psico-métricas de la escala en una muestra de 4407 jóvenes entre 12 y 18 años, en donde encontró un alfa de Cronbach de r = .548, y una estructura factorial de cuatro dimensiones: síntomas afectivos, síntomas físicos, síntomas cognitivos y síntomas psicológicos, que explicaron el 13.55 %, 11.61 %, 9.72 % y 8.68 %, respectivamente, de la variabilidad total de la escala.

Escala de Ansiedad de^{Zung. Instrumento diseñado por Zung en 1971}, originalmente en inglés y posteriormente traducido al español (De La Ossa, Martínez, Herazo & Campos, 2009). Esta escala está estructurada en 20 afirmaciones con escala de respuesta tipo likert (nunca = 1; siempre = 4), donde las preguntas 5, 9, 13, 17 y 19 están redactadas en afirmaciones negativas. Un puntaje alto indica una alta disposición a la ansiedad, lo cual, según ^{Hernández et al. (2008}), se define como "una tendencia a presentar una sensación difusa y vaga de aprehensión o preocupación" (p. 20). Este instrumento fue validado en una muestra mexicana de 920 personas con edades entre los 14 y 60 años, donde se encontró un alfa de Cronbach de r = .77 y una estructura factorial de cuatro dimensiones que explicaron el 45.5 % de la variabilidad total (Hernández et al., 2008).

Análisis de datos

Los datos fueron recolectados por la UIS con el software SIMSIS de la Sección de Servicios Integrales de Salud de Bienestar Universitario, mediante la aplicación de un cuestionario digital auto-administrado que formó parte del proceso del examen de salud en el momento del ingreso a la universidad. Los datos de los estudiantes de las cohortes seleccionadas fueron suministrados por la DBU para el desarrollo del presente estudio.

Para dar respuesta a los interrogantes de la investigación, se inició la verificación de las propiedades psicométricas de las escalas mediante el estudio de la consistencia interna de las escalas, utilizando el alfa de Cronbach, y, posteriormente, haciendo un análisis factorial exploratorio.

El poder de discriminación de los ítems que hacen parte de cada una de las escalas se calculó mediante el área bajo la curva Característica de Operaciones del Receptor (ROC, por sus siglas en inglés), usando el ajuste no paramétrico debido al gran volumen de datos, y considerando los ítems como adecuados cuando presentaban un área significati vamente mayor a .5. Adicionalmente. se utilizó la prueba Chi-cuadrado de Pearson para tablas de contingencia para medir la independencia entre los diagnósticos clínicos y su incidencia por año.

Por otro lado. se utilizó el índice de correlación lineal de Spearman para estudiar la validez convergente y divergente entre las escalas y dimensiones consideradas; y se hizo uso de la prueba t de Student para la comparación de medias entre dos grupos independientes. así como del ANOVA unifactorial en el caso de más de dos grupos in dependientes. y comparaciones a posteriori de Diferencia Mínima Significativa (DMS). El procesamiento estadístico se realizó con la ayuda del IBM SPSS Statistics 22 y el Stata 12.0. y el nivel de significación máximo para el contraste de las hipótesis estadísticas fue de .05.

Consideraciones éticas

La información suministrada por la DBU fue el resultado de la aplicación de los test en el Examen de Ingreso de los estudiantes admitidos a la UIS. Los datos suministrados por diferentes dependencias de la Universidad fueron recibidos en archivos de Excel sin datos personales. excepto por los códigos de los estudiantes para facilitar el cruce entre las matrices. La recolección de los datos no representó ningún riesgo para los estudiantes a nivel médico o psicológico. ni se realizaron procedimientos de tipo invasivo o de inter vención clínica. según como corresponde en el artículo 11. investigación sin riesgo. de la Resolución 008430 de 1993 (Ministerio de Salud. Colombia). ya que fue contestada online desde un computador adjudicado en las salas de computo de la División de Servicios de Información. Los resultados de la investigación se presentaron ante el equipo del Sistema de Excelencia Académica (SEA) de la UIS.

Análisis de confiabilidad de las escalas

Como resultado del análisis realizado se obtuvo que, tal como se puede observar en la Tabla 1, las tres escalas descritas muestran una adecuada consistencia interna (> .8), con correlaciones elemento-total que, como en el caso de la escala de APGAR, varían entre .63 y .72, indicando así una alta relación entre los ítems que conforman la escala.

Tabla 1 Confiabilidad de las pruebas de ansiedad y depresión de Zung y el APGAR familiar 

Nota. Primer cohorte de 2014; N = 1459; * La correlación elemento total fue de - .145.

Para la escala de ansiedad, la correlación elemento-total fue baja en los ítems 13, 17 y 18 (r < .3), mientras que para la escala de depresión, el ítem 6 mostró una correlación negativa con el total de la escala, y las preguntas 7 y 8 mostraron correlaciones elemento total menor a .3.

Por otra parte, la estructura factorial de la escala de ansiedad mostró un Índice de Adecuación Muestral KMO = .919, con una prueba de esfericidad adecuada para continuar con el análisis factorial (Z² ₍₁₉₀₎ = 13068,14; p = .000); el porcentaje de varianza retenido para cuatro factores fue de 42.64 %. Aunque en el análisis factorial se muestran adecuadas cargas factoriales, el alfa de Cronbach entre las dimensiones fue de .733, .731, .511 y .265, lo cual indica que las dimensiones resultantes no presentan una adecuada consistencia interna. Por esta razón, se opta por mantener la estructura unifactorial originalmente planteada (sin el ítem 6), y con esto, al considerar la escala como unidimensional, la varianza que explica su único factor es de 27.25 %.

Con respecto a la escala de depresión de Zung, esta no evidencia una estructura factorial multidimensional bien definida para el grupo de jóvenes universitarios estudiados. Y al igual que en la escala de ansiedad, los factores se retienen por el criterio del autovalor mayor a 1, a cuatro dimensiones, pero las cargas factoriales entre las dimensio nes son ambiguas, por lo que se opta por mantener solo un factor, el cual explica el 26.16 % de la variabilidad total.

Y por último, el instrumento APGAR familiar mostró una estructura unidimensional con un porcentaje de varianza explicada de 67.01 %, con comunalidades entre 57.3 % y 73.7 % (KMO = .879).

La discriminación de los ítems dentro de un instrumento de medición se evalúa considerando que si un individuo obtiene puntajes altos en la prueba, tiene también altas posibilidades de obtener puntajes altos en los ítems que la integran; y de no haber diferencias en el puntaje para el ítem respecto al total de la prueba. se afirma que el ítem no tiene poder de discriminación. por lo que debe ser eliminado. Para comparar los ítems respecto al total de la prueba. se usan grupos extremos o con puntajes altos (por encima del percentil 72) y puntajes bajos (inferior al percentil 28) tal como lo sugieren autores como ^{Backhoff. Larrazolo y Rosa (2000}). y se comparan los puntajes a través de la metodología de Curva ROC.

A continuación se presentan los valores del área bajo la curva ROC con su estimación por intervalos para la escala de ansiedad de Zung (véase Tabla 2).

Tabla 2 Discriminación de los ítems de la escala de ansiedad de Zung 

Nota. IC = intervalo de confianza; LI = límite inferior; LS = límite superior; ** p < .01.

Los ítems de la escala muestran un adecuado nivel de discriminación respecto a los puntajes altos y bajos de la escala. excepto para los ítems 10. 12 y 17. los cuales muestran áreas bajo la curva inferiores a .7. aunque significativamente distintas de .5. Como resultado no se sugiere la modificación de este cuestionario de ansiedad para su aplicación en la población colombiana antes descrita.

Como se observa en la Tabla 3. el ítem 6 de la escala de depresión de Zung no muestra discriminación entre los puntajes altos o bajos de la escala total. y. adicionalmente. el coeficiente de correlación elemento-total para ese ítem fue negativo. por estas razones se opta por la eliminación de este ítem de la escala para aplicaciones en muestras colombianas. Finalmente. el cuestionario quedó constituido por 19 ítems y se obtuvo una confiabilidad alfa de Cronbach de .842.

Tabla 3 Discriminación de los ítems de la escala de depresión de Zung 

Nota. IC = intervalo de confianza; LI = límite inferior; LS = límite superior; ** p < .01.

Los ítems del APGAR familiar muestran un excelente nivel de discriminación respecto al puntaje total. con áreas bajo la curva ROC significativamente mayores a .5 y un nivel de significación de .01 (véase Tabla 4).

Tabla 4 Discriminación de los ítems de la escala de APGAR familiar 

Nota. IC = intervalo de confianza; LI = límite inferior; LS = límite superior; **p < .01.

Análisis de validez de las escalas

Para establecer la validez de constructo de los instrumentos de medición se realizó la validación convergente. divergente y de criterio de las escalas mediante el esta blecimiento de relaciones entre los puntajes obtenidos en instrumentos estudiados previamente respecto a la incidencia de trastornos y dificultades registradas por la DBU. como los motivos de consulta en los servicios médico asistenciales del estudiante ofrecidos por la Sección Servicios de Salud de la universidad. que podían ser la depresión. la ansiedad. la falta de apoyo familiar y problemas académicos.

Para la validez convergente y divergente se utilizó la correlación lineal de Spearman (n = 1459) entre las diferentes variables psicosociales estudiadas. Y para la validación de constructo de las variables se consideraron como correlaciones altas. positivas o negativas a los puntajes de |r| > .4. resaltados en la tabla 5.

Tabla 5 Matriz de correlaciones de Spearman entre las características psicosociales evaluadas 

Nota. * p < .05; ** p < .01.

La ansiedad y la depresión son trastornos que afectan al individuo de manera negativa, razón por la cual se esperan correlaciones positivas entre los puntajes de ambas pruebas. Así, si una persona presenta puntajes elevados de ansiedad, esta también debería mostrar puntajes elevados de depresión, y si, por el contrario, un individuo muestra puntajes bajos de depresión, se espera que no evidencie síntomas o rasgos fuertes de ansiedad. En este estudio, la correlación entre estas variables fue de .760 (p < .01), lo que confirma la validez convergente entre ambas pruebas.

Por otro lado. se esperan correlaciones negativas entre la ansiedad y la depresión con respecto al apoyo familiar. esto es confirmado con coeficientes de correlación negativos e inferiores a r = - .4.

Adicionalmente. se compararon los puntajes totales en las diferentes escalas psicosociales utilizadas. con los mo tivos de consulta registrados por la DBU. especialmente en la consulta psiquiátrica y psicológica. en los que aparecen diagnósticos como "trastorno de ansiedad generalizada". "trastornos mentales y del comportamiento debidos al uso de cannabinoides: síndrome de dependencia". "trastorno de ansiedad no especificado". "trastorno mixto de ansiedad y depresión" y "episodio depresivo leve". entre otros. los cuales fueron clasificados y agrupados en las categorías de ansiedad (sí o no). niveles de depresión (generalizada. leve. moderada. severa y ausencia) y problemas de apoyo familiar (sí o no). En la tabla 6 se presentan los resultados de este apartado.

Tabla 6 Prevalencia de trastornos psicológicos registrados por Bienestar Universitario de la UIS en 2013 y 2014 

Nota. ¹ Chi-cuadrado corregido por continuidad; ^a y ^b indican proporciones iguales por columna según la prueba de comparaciones de proporciones por columna corregida por Bonferroni; ^c presencia/ausencia de depresión; *p < .05; **p < .01.

Los conflictos familiares se presentaron en aproximadamente 4 % de los estudiantes admitidos en 2013. mientras que para los admitidos en 2014. la prevalencia fue de 1.7 °%. lo que demuestra diferencias significativas entre estas dos proporciones.

Adicionalmente. de los admitidos en el 2013. 5.5 % presentaron ansiedad. mientras que en 2014. 3.2 % fueron diagnosticados clínicamente con este trastorno. Las proporciones mostraron diferencias significativas. Por otro lado. la depresión moderada se presentó en menor proporción en 2014. al igual que la depresión severa. pues 4.6 % presentó este diagnóstico en 2013. mientras en 2014 disminuyó a 3.6 %; diferencias que resultaron ser significativas al nivel de .05.

Cabe mencionar que 51.9 % de los estudiantes que asistieron a la DBU con presencia de depresión también mostró presencia de ansiedad. lo cual es esperado debido a la correlación positiva y significativa mostrada en la tabla 5.

Para la validación de criterio. se compararon los puntajes totales de los instrumentos con la presencia de los diagnósticos asociados. de esta forma. los puntajes de la escala de depresión de Zung se compararon con el diagnóstico de depresión en estudiantes que acudieron a consulta. los puntajes en la escala de ansiedad de Zung con la presencia o ausencia de ansiedad de los estudiantes atendidos. y los puntajes en el APGAR familiar entre estudiantes diagnos ticados con problemas familiares (véase Tabla 7).

Tabla 7 Capacidad de discriminación de las escalas de ansiedad y depresión de Zung y el APGAR familiar en estudiantes de la UIS en los años 2013 y 2014 

Nota. S_e = sensibilidad; S_p = especificidad; LI = límite inferior; LS = límite superior; **p < .01.

El poder de discriminación de las escalas de ansiedad. depresión y APGAR familiar se evidenció con el área bajo la curva ROC. puntajes que resultaron significativamente mayores a .5. Adicionalmente. se observa que los niveles de sensibilidad y especificidad para los puntos de corte sugeridos son superiores a 50 % en todos los casos. Los resultados anteriores permiten concluir que las pruebas mencionadas miden características coherentes con su definición teórica dentro de la población estudiantil colombiana. La sensibilidad y especificidad observada es aceptable. pero cabe resaltar que no todos los estudiantes admitidos fueron diagnosticados clínicamente y solo se tiene dicho diagnóstico de los que solicitaron los servicios de la DBU.

Comparación de las puntuaciones de las escalas según sexo y edad

Para determinar si los puntajes de las pruebas en estudio muestran diferencias significativas entre ambos sexos. Se utilizó la prueba t de Student para grupos independientes, partiendo del supuesto de que cada grupo comparado (mujeres y hombres) cuenta con tamaños de muestra muy grandes. lo cual permitiría asumir normalidad asintótica en el estadístico de prueba t de Student gracias a la aplicación del Teorema Central del Límite planteado por Lindeberg-Lévy (^{Mayorga. 2004}).

En la tabla 8 se comparan los promedios de las pruebas psicológicas aplicadas por la DBU entre sexos. reflejando diferencias para ansiedad y depresión. En los casos donde se evidencian diferencias significativas, los puntajes promedio son mayores en las mujeres, lo cual se afirma con un nivel de confianza del 99 %.

Tabla 8 Comparaciones promedio de las variables psicosociales 

Nota. **p<0.01; ¹ se asumen varianzas iguales; ² se asumen varianzas diferentes.

En la Tabla 9 se muestran las comparaciones de las variables psicológicas ansiedad, depresión y APGAR familiar entre estudiantes de 17 años o menos, entre 18 y 19 años, y 20 o más años, para esto se utilizó el ANOVA de un factor (grupos etarios), considerando a mujeres y hombres por separado. Nuevamente, la aplicación de la técnica estadística es apropiada gracias a los tamaños de muestra, dado que garantizan que el estadístico de prueba (F de Snedecor) siga una distribución asintóticamente normal (^{Mayorga, 2004}). No se observaron diferencias promedio estadísticamente significativas entre los grupos etarios en mujeres ni en hombres, en ninguna de las escalas; esto se afirma con un nivel de significación .05.

Tabla 9 Comparación de los puntajes de ansiedad, depresión y APGAR Familiar según grupos etarios y sexo 

Al estudiar la confiabilidad de las escalas de ansiedad y depresión entre grupos de mujeres y hombres, se encontraron resultados casi idénticos en la escala de ansiedad con .848 en cada grupo de sexo; en cambio, la consistencia interna de la escala de depresión para las mujeres fue de .854, mientras que en hombres fue de .83. En todos los grupos anteriores los índices de alfa de Cronbach indicaron una muy buena consistencia interna.