Características psicométricas de la escala CES-D en
adolescentes de San Juan de Pasto (Colombia)

Psychometric characteristics of the CES-D scale in adolescents of San Juan de Pasto (Colombia)

Características psicométricas da escala CES-D em adolescentes de San Juan de Pasto (Colômbia)

FREDY HERNÁN VILLALOBOS-GALVIS*
LEONIDAS ORTIZ-DELGADO**

* Psicólogo, doctor en Psicología Clínica y de la Salud, Grupo Psicología y Salud, Universidad de Nariño. Ciudad Universitaria de Torobajo, Pasto, Colombia. Correo electrónico: fhvillalobos@udenar.edu.co

** Psicólogo, magíster en Psicología, Grupo Cogniced, Universidad de Nariño. Correo electrónico: leortizdel@gmail.com

Para citar este artículo: Villalobos-Galvis, F. H. & Ortiz-Delgado, L.A. (2012). Características psicométricas de la escala CES-D en adolescentes de San Juan de Pasto (Colombia). Avances en Psicología Latinoamericana, 30 (2), 328-340.

Fecha de recepción: 16 de febrero de 2011
Fecha de aceptación: 12 de julio de 2012

El propósito del presente trabajo fue conocer la propiedades psicométricas de la escala CES-D en una muestra de adolescentes estudiantes de educación secundaria de la ciudad de San Juan de Pasto, para lo cual se llevó a cabo un estudio instrumental, con la participación de 790 estudiantes de seis instituciones educativas de la ciudad (cuatro oficiales y dos privadas), con una edad promedio de 13.8 años. En este estudio se encontró que la escala CES-D presenta una solución bifactorial, en la cual los ítems se agruparon en un factor de depresión (combinación de las escalas originales de ánimo depresivo, somático y social), mientras que los del factor original de bienestar se mantuvieron tal como en la estructura original. Así mismo, la escala total presentó una consistencia interna de 0.89, mientras que los factores tuvieron un alfa de Cronbach de 0.9 (depresión) y 0.75 (bienestar). Adicionalmente, se halló evidencia de validez de constructo, al encontrar relaciones positivas con escalas de ideación suicida y de desesperanza, así como relaciones negativas con escalas de apoyo social y autoestima. Finalmente, se proponen estadísticas descriptivas de las puntuaciones de la escala total y las subescalas. A partir de los resultados de este estudio se sugiere el uso de la escala CES-D en población adolescente.

Palabras clave: depresión, validez, análisis factorial, fiabilidad, adolescentes.

The purpose of this study was to explore the psychometric characteristics of the CES-D scale in a sample of adolesents attending high school in San Juan de Pasto (Colombia). An instrumental study was developed with the participation of 790 students who belonged to 6 educational institutions of the city (4 public and 2 private), with an average age of 13.8 years. It was found in this studythat the CES-D scale has a bifactor structure, in which the items were grouped in a depression factor (the original depressed mood, somatic and social scales were combined in that factor), while the items of well-being were maintained like in the source structure. The total scale showed an internal consistency of 0.89, while the factors had Cronbach's Alpha indexes of 0.9 (Depression) and 0.75 (Well-being). Finally, evidence of construct validity was found since significant positive relationships with suicide ideation and hopelessness scales, and significant negative relationships with social support and self-esteem were demonstrated. Descriptive statistics about total and factor scores were proposed. These results suggest that this instrument could be used to assess Colombian adolescent population.

Keywords: depression, validity, factor analysis, reliability, adolescents.

O propósito do presente trabalho foi conhecer as propriedades psicométricas da escala CES-D numa amostra de adolescentes estudantes do ensino médio da cidade de San Juan de Pasto, para tanto foi realizado um estudo instrumental, com participação de 790 estudantes de seis instituições educativas da cidade (quatro oficiais e duas particulares), com uma idade média de 13.8 anos. No estudo encontrou-se que a escala CES-D apresenta uma solução bifatorial, na qual os itens agruparam-se em um fator de depressão (combinação das escalas originais de ânimo depressivo, somático e social), entanto que os do fator original de bem-estar se mantiveram de acordo com a estrutura original. Igualmente, a escala total apresentou uma consistência interna de 0.89, enquanto que os fatores tiveram um alfa de Cronbach de 0.9 (depressão) e 0.75 (bem-estar). Adicionalmente, foi encontrada evidencia da validez do constructo, ao se encontrar relações positivas com escalas de ideação suicida e de desesperança bem como relações negativas com escalas de apoio social e auto-estima. Finalmente, propõem-se estatísticas descritivas das pontuações da escala total e das sub-escalas. A partir dos resultados deste estudo sugere-se o uso da escala CES-D em população adolescente.

Palavras chave: depressão, validade, análise fatorial, fiabilidade, adolescentes.

La prevalencia mundial de la depresión en niños oscila entre el 2 y el 5% (Wicks-Nelson & Israel, 1997); sin embargo, a lo largo del ciclo vital se ha encontrado un incremento dramático de la depresión entre las edades de 13 y 15 años, nivelándose hacia los 17 o 18 (Radloff, 1991). Sarason y Sarason (2004) consideran que los periodos etarios críticos son distintos para hombres (40-49 años) y para mujeres (20 a 29 años). Sin embargo, estas diferencias no se encuentran en el período entre los 6 y 12 años, en el que, por el contrario, si llegare a haber alguna, sería con cifras mayores en niños, tendencias confirmadas también en población iberoamericana (Ladrón, Alcalde & De la Viña, 2000; Robles & Mercado, 1991). En la adolescencia, la prevalencia aumenta en las niñas hasta alcanzar la misma proporción que en los adultos, es decir, 2:1 (Morla, Saad & Saad, 2006; Wicks-Nelson & Israel, 1997).

En estudios sobre la presencia de depresión en poblaciones infantiles o adolescentes de habla hispana, se han hallado tasas de prevalencia variables. Por ejemplo en España, las tasas en estudiantes con edades promedio de 10 años oscilan entre 6.2% (Ladrón, Alcalde & De la Viña, 2000) y 16% (Cabrera, 1995); mientras que en adolescentes tienden a aumentar significativamente con respecto a las etapas evolutivas previas (Díaz, Prados y Ruiz, 2004).

En Latinoamérica, se hallaron estudios que reportan tasas de 46% en niños mexicanos (edad media 9.5 años) (Robles & Mercado, 1991); del 18.5% en niños y adolescentes chilenos (edad media de 11 años) (Cornejo et ál., 2007); del 26% en adolescentes argentinos (13 a 19 años) (Monterzino & Benejam, 2006) y del 23% en historias clínicas de adolescentes ecuatorianos (14 a 18 años) (Robles & Mercado, 1991).

En Colombia, Mantilla et ál. (2004) llevaron a cabo una investigación sobre la prevalencia de síntomas depresivos en niños escolarizados de 3° a 5° grado de educación básica primaria (edad promedio de nueve años) de la ciudad de Bucaramanga, encontrando que el 9.2% presentaba síntomas depresivos. Estos autores hallaron asociaciones entre depresión y mayor edad, género femenino y menor grado de escolaridad. Por su parte, Vinaccia et ál. (2006) realizaron un estudio con estudiantes de 3° a 7° grado de educación básica (edad promedio de 10 años) del municipio de La Ceja (Antioquia), encontrando una prevalencia de sintomatología depresiva del 25.2%, demostrando la necesidad de una mayor atención a este fenómeno en población infantil. Igualmente, Herrera et ál. (2009) en una muestra de niños entre los 8 y 11 años, de estratos socioeconómicos bajos, encontraron una prevalencia de depresión en el 17.1% en el municipio de Neiva. Finalmente, en el municipio de Pasto, Paz y Escobar (2005) identificaron una presencia de depresión clínica en el 16% de los niños escolarizados con edades entre 8 y 14 años, así como un 68% con síntomas de depresión leve. Estos autores encontraron que las diferencias por género se dieron solo en los casos de depresión clínica, con mayores porcentajes en mujeres. No obstante, los importantes tamaños de muestra manejados en estos estudios, no se tiene información clara acerca de si el procedimiento de muestreo asegura la representatividad de los respectivos municipios.

En lo referente a la población de adolescentes colombianos, Cogollo y Campo-Arias (2007) encontraron una prevalencia de síntomas depresivos clínicamente importantes en el 45% de una muestra por conveniencia de estudiantes de la ciudad de Cartagena, con una edad promedio de 14.4 años, Mientras que Campo-Arias et ál. (2005) investigaron la prevalencia de depresión en una muestra por conveniencia de adolescentes (edad promedio 15.8 años), estudiantes de la ciudad de Bucaramanga, encontrando que el 39.5% de ellos presentaron síntomas depresivos de importancia clínica. No obstante, Rueda et ál. (2009) encontraron una prevalencia del 11.3% de Trastorno Depresivo Mayor en una muestra representativa de adolescentes de la misma ciudad (edad promedio de 15 años para mujeres y de 14.5 años para hombres).

Los anteriores datos resaltan la trascendencia del fenómeno depresivo en población infantil y adolescente, ante lo cual se requiere la realización de estudios de tamizaje o screening que permitan la identificación temprana de casos para la posterior derivación a servicios de salud mental, asegurando mejores pronósticos. Esto implica hacer uso de instrumentos para la detección de la depresión, que además de las propiedades de fiabilidad y validez, cuenten con características muy específicas: (a) que sean fácilmente utilizables; (b) que no requieran la participación de un clínico especialista en salud mental, ya que el número de estos profesionales es limitado en los servicios de atención primaria; (c) que no incluyan muchos síntomas físicos, puesto que gran porcentaje de los pacientes que acuden a los centros de salud generales presentan una condición médica con algunos síntomas físicos; (d) que sean sensibles al efecto de una intervención; (e) que se ajusten a las características de la población; y (f) que sean de rápida administración y calificación, toda vez que por su uso en procesos de prevención primaria, se requieren para abarcar grandes tamaños de muestra o poblaciones enteras (Joiner et ál., 2005).

En la evaluación de la depresión, uno de los instrumentos psicométricos más utilizados es la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D), la cual fue desarrollada como parte de un estudio del Instituto Nacional de Salud Mental de los Estados Unidos, con el propósito de identificar los factores de riesgo asociados con la depresión, mediante un instrumento que a su vez pudiera ser aplicado por entrevistadores legos a poblaciones no institucionalizadas (Radloff, 1977). Esta razón, junto con el hecho de abarcar varios tipos de síntomas, así como su brevedad y fiabilidad, hacen que la CES-D sea uno de los instrumentos más ampliamente utilizados en la evaluación de sintomatología depresiva en estudios epidemiológicos poblacionales y comunitarios (Villalobos-Galvis, 2010a).

La CES-D es una escala de autoinforme de 20 ítems, los cuales son representativos de los componentes más importantes de la sintomatología depresiva (Villalobos-Galvis, 2010a). Radloff (1977) informa que la escala se organiza alrededor de cuatro factores, a los cuales denominó: (a) afecto negativo (soledad, tristeza, angustia, llanto, etc.), (b) afecto positivo (sentirse tan bueno como los demás, esperanza, felicidad, disfrutar la vida, etc.), (c) síntomas somáticos y retardo motor (agotamiento, pérdida de apetito, pérdida de sueño, cansancio, etc.) y (d) problemas interpersonales (sentir que la gente no es amigable, sentirse odiado, etc.). Sin embargo, el mismo autor pidió precaución en el uso de los factores como una forma de escalas separadas.

Se ha demostrado que la CES-D tiene muy buenas correlaciones con otras escalas de depresión, además de presentar una buena consistencia interna, aceptable fiabilidad test-retest, buena validez concurrente sobre criterios clínicos y de autoinforme y buena validez de constructo, las cuales se han mantenido a través de una amplia variedad de características demográficas tales como edad, educación, área geográfica, raza, etnia e idioma (Mariño et ál., 1993; Radloff, 1977, 1991; Roberts, 1980).

La estructura factorial de la escala CES-D ha tenido evidencia que apunta en diferentes direcciones. Así pues, se han encontrado estudios (Nguyen et ál., 2004; Roberts, 1980; Villalobos-Galvis, 2010a) que sugieren la pertinencia de una solución de los cuatro factores propuestos por Radloff (1977). Sin embargo, Salgado de Snyder y Maldonado (1994) a pesar de demostrar la pertinencia de una solución factorial de cuatro componentes, han encontrado que la composición de tales factores no es la misma de los estudios originales.

Algunas investigaciones han propuesto la pertinencia de soluciones de tres factores, en los que se sugiere la unión de ánimo depresivo y actividad disminuida en un solo factor, mientras que afecto positivo y relaciones interpersonales se mantienen independientes (Guarnaccia, Ángel & Worobey, 1989; Salgado de Snyder & Maldonado, 1994). Otra solución de tres factores implicó que el factor interpersonal desapareciese (Liang et ál., 1989; Mariño et ál., 1993). Finalmente, Shafer (2006) encontró en su metanálisis que una posible solución con tres factores podría ser compuesta por afecto positivo, somático y otro integrado por afecto negativo y problemas interpersonales.

De otro lado, hay evidencia empírica que sugiere la idoneidad de una composición bifactorial de la escala CES-D, que implica los componentes de afecto positivo y síntomas depresivos (Edman et ál., 1999; Miller et ál., 1997; Shafer, 2006); síntomas depresivos y problemas interpersonales (Cheung & Bagley, 1998) o dimensiones afectiva y somática (Vera, 1996).

No obstante las múltiples soluciones factoriales halladas, algunos estudios revisados por Villalobos-Galvis (2010a) plantean que lo importante es que parece existir una solución única de segundo orden, a saber: la depresión.

A pesar de su amplio uso en estudios epidemiológicos, son pocos los trabajos desarrollados para evaluar las propiedades psicométricas de la escala CES-D. Específicamente en Colombia, Villalobos-Galvis (2010a), en una investigación con estudiantes universitarios, demostró que la escala tenía altos niveles de consistencia interna (a=. 88) y que sus ítems se organizaron en una solución de cuatro factores (afecto depresivo, social, bienestar y somático), los cuales confluyeron en un factor único de segundo orden. En este se encontró también que las puntuaciones resultaron significativamente diferentes por género, lo que se evidenció en que las mujeres tenían mayor prevalencia (23%) de síntomas depresivos que los hombres (9.9%). Por su parte, Campo-Arias et ál. (2007) realizaron un estudio con adultos de la ciudad de Bucaramanga, en el cual hallaron que la CES-D tiene alta consistencia interna (alpha de Cronbach = .86) y una solución de cuatro factores, así como buenas medidas de sensibilidad, especificidad y valor predictivo. Estos autores consideran que la CES-D puede ser un instrumento útil en la identificación del Episodio Depresivo Mayor. Rueda et ál. (2009) validaron dos versiones cortas de la CES-D en adolescentes, estudiantes de secundaria de Bucaramanga, concluyendo que la escala breve y la ultracorta son tan útiles como la original, para el cribado del trastorno depresivo mayor en adolescentes, aunque la ultracorta no presenta la estructura factorial de la original.

Finalmente, son escasas las investigaciones de tipo psicométrico o instrumental de la escala CESD realizadas con adolescentes en Colombia, lo cual genera dificultades importantes en el momento de considerar su inclusión en estudios epidemiológicos que impliquen tanto a población adulta como a menores de edad.

De acuerdo con lo anterior, el problema de investigación que se espera resolver en este estudio es: ¿Cuáles son las propiedades psicométricas de la "Escala de depresión del Centro de estudios epidemiológicos" (Center for Epidemiological Studies-Depression Scale, CES-D) en una muestra de adolescentes estudiantes de secundaria de la ciudad de San Juan de Pasto?

Se consiguió el apoyo de seis instituciones educativas de secundaria de la ciudad de San Juan de Pasto, al interior de las cuales se realizó un muestreo por cuotas de voluntarios. Para este estudio se contó con un total de 790 estudiantes. En este grupo se logró la participación de 426 hombres y 364 mujeres (53.9 y 46.11%, respectivamente). La edad de los estudiantes vinculados a la investigación osciló entre los 10 y los 19 años, con una media de 13.8 años y una desviación típica de 1.58. De igual manera, los participantes eran estudiantes de 6° a 11° grado de educación secundaria, siendo 8° el grado con mayor número de casos (n = 202). Finalmente, el 72.3% de los sujetos estaban matriculados en instituciones educativas del sector oficial, mientras que el 27.7% restante lo estaban en colegios privados.

Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D). Se hizo uso de la prueba CES-D en versión en español, adaptada por González-Forteza y Andrade-Palos (1995) y validada en población pastusa por Villalobos-Galvis (2010a). En este último estudio, considerando que los criterios diagnósticos manejados en el DSM-IV-TR y en la CIE-10 especifican presencia de síntomas en las últimas dos semanas, se realizó un ajuste a la escala de respuesta para que diera información al respecto, de tal forma que se implementa un esquema de cinco puntos, así: 0 = "Ningún día" ; 1 = "1 a 4 días" ; 2 = "5 a 8 días"; 3 = "9 a 11 días" y 4 = "5 a 14 días". De acuerdo con esto, las puntuaciones de la escala oscilaron entre 0 y 80 puntos.

Positive and Negative Suicidal Ideation (Pansi) (Osman et ál., 2003, adaptado por Villalobos-Galvis, 2010b). El Pansi es un cuestionario de 14 ítems, seis de ideación suicida positiva (factores protectores) y ocho de ideación suicida negativa (factores de riesgo), que son evaluados en el marco de las últimas dos semanas y en los que se pregunta qué tan a menudo la persona ha presentado cada uno de los 14 pensamientos. Este inventario ha mostrado altos niveles de consistencia interna y buena evidencia de validez de constructo (concurrente y discriminante) tanto en muestras clínicas como en muestras no-clínicas (Osman et ál., 2003; Villalobos-Galvis, 2010b).

Escala de Desesperanza de Beck-BHS (1974). Consta de 20 ítems, con formato de respuesta de falso y verdadero, los cuales evalúan los tres aspectos más importantes de la desesperanza: sentimientos acerca del futuro, pérdida de la motivación y expectativas. Posee muy buenos datos de fiabilidad y obtiene resultados positivos respecto a su validez. Esta prueba fue adaptada y validada en población de estudiantes de San Juan de Pasto, y demostró una adecuada validez factorial y una alta consistencia interna (alfa de Cronbach = .83) (Villalobos-Galvis, 2006).

Escala de Autoestima de Rosenberg-AER (Rosenberg, 1965). Fue desarrollada originalmente para la evaluación de la autoestima en adolescentes e incluye 10 ítems cuyos contenidos se centran en los sentimientos de respeto y aceptación de sí mismo. Es una escala que ha demostrado buenos niveles de confiabilidad y validez en diferentes contextos (Villalobos-Galvis, 2006).

Escala de Apoyo Social-AS (Matud, 1998). Esta escala fue diseñada como una medida breve y de fácil aplicación de la percepción global de apoyo social disponible. En la adaptación realizada por Villalobos-Galvis (2006) en población de San Juan de Pasto, está compuesta por 13 ítems que recogen información sobre la percepción de disponibilidad de las personas que pueden prestar apoyo emocional, así como información en las áreas personal, laboral y familiar. Todos los ítems se agrupan en un solo factor, mostrando además buenas características de consistencia interna así como de validez de constructo (Matud, 1998; Villalobos-Galvis, 2006).

El presente estudio analiza los datos del macroproyecto denominado "Validación y estandarización de pruebas psicológicas en adolescentes escolarizados de la ciudad de San Juan de Pasto", aprobado por el Comité de Ética de la Universidad de Nariño. Una vez se contó con la aprobación por parte de las directivas de los colegios incluidos en el estudio, se informó personalmente a estudiantes y padres de familia de los cursos seleccionados, acerca de las características del estudio, luego de lo cual se solicitó su consentimiento informado (padres de familia) y su asentimiento informado (estudiantes). El equipo investigador acudió a cada salón de clases y durante el horario académico hizo la aplicación de los instrumentos a aquellos estudiantes que contaban con sus respectivos consentimiento y asentimiento informados. Se presentó un índice de no participación del 45%, razón por la cual se repitió el procedimiento hasta completar la cuota de muestra de cada colegio.

En un análisis preliminar de la escala se vio la necesidad de eliminar el ítem 7 (“Sentí que todo lo que hacía representaba un gran esfuerzo para mí”), toda vez que tenía una correlación prácticamente nula (σ =. 053) con el total de la prueba, así como un aporte negativo a la consistencia interna. El resto de ítems tenían correlaciones superiores a .2, razón por la cual se mantuvieron en el análisis.

Con el fin de comprobar supuestos para la adecuada aplicación del AFE se realizó la prueba de Kaiser Meyer Olkin, de la que se obtuvo un coeficiente de .921, mientras que la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (x² = 52802; gl = 171; p <. 001) y las comunalidades oscilaron entre 0.221 (ítem 13) y 0.647 (ítem 6); elementos que ofrecen certezas frente a la viabilidad del uso de la técnica en este caso.

Al realizar el AFE con la técnica de componentes principales, se obtiene la solucion bifactorial presente en la tabla 1. Allí se observan los dos únicos componentes con autovalores mayores a 1, los cuales explican el 46% de la varianza.

Se llevó a cabo una rotación ortogonal con la técnica Oblimin con Normalización de Kaiser, la cual produjo la estructura presentada en la tabla 2, luego de cuatro iteraciones. En esta tabla se muestra también la conformación de cada uno de los componentes hallados tras el análisis factorial. Como se puede observar, el primer factor corresponde a las manifestaciones de afecto negativo, problemas sociales y síntomas somáticos, propias de los estados depresivos, factor al que se denominó Depresión, mientras que el segundo factor corresponde a los ítems del factor original de Bienestar.

Al realizar el cálculo del coeficiente de consistencia interna para el total de ítems, se encontró que el estadístico alpha de Cronbach fue .877, lo cual indica un buen nivel de consistencia interna. Las correlaciones ítem-escala corregidas fluctuaron entre .224 (ítem 4) y .727 (ítem 6), demostrando una alta variación en la interrelación de los ítems que componen la prueba.

Analizando la consistencia interna del primer factor (Depresión), se obtuvo un coeficiente alfa de Cronbach de .899. Se pudo determinar que los ítems tienen una alta correlación con la subescala, expresada en coeficientes que varían entre .36 y .75, lo cual demuestra que existe una buena intercorrelación entre ellos.

Finalmente, el segundo factor (Bienestar) obtuvo un coeficiente alfa de Cronbach de .751. En este caso se observó que los coeficientes de correlación ítem-prueba corregida varían entre .53 y .56, demostrando una buena interrelación de cada uno de ellos con la suma de las puntuaciones de los demás ítems. En conclusión, se encontró que la escala de Depresión es la que presenta la mejor fiabilidad, seguida por la Escala Total, mientras que la escala de Bienestar es la de menor consistencia interna.

En la tabla 3 se presentan los coeficientes de correlación de Spearman, entre medidas de ideación suicida (Pansi), desesperanza (BHS), autoestima (AER) y apoyo social (AS); con las subescalas y la escala total de la CES-D. De acuerdo con los valores de probabilidad, todas las correlaciones son altamente significativas (p <. 001). En ese sentido, la escala y las subescalas de la CESD tienen relaciones positivas con medidas de desesperanza e ideas suicidas, mientras que tienen relaciones negativas con las escalas de autoestima y apoyo social. Un elemento interesante es que la escala total de la CESD muestra las mayores correlaciones con las demás variables, mientras que las ideas suicidas y la autoestima son las de mayor relación con la escala y subescalas de la CESD.

Finalmente, en la tabla 4 se presentan las medidas descriptivas para la escala total y para los factores, en un esfuerzo por ofrecer al lector datos que permitan la posterior comparación de puntuaciones de la escala. De igual manera, se proponen categorías ordinales para la descripción de los datos, a partir del cálculo de los quintiles. Como se puede observar, se considera como muy altas aquellas puntuaciones totales mayores o iguales a 34. Igualmente, si se tomara el criterio de Aguilera, Carreño y Juárez (2004) (la media más una desviación estándar), la puntuación de corte sería de 35, que también está ubicada en el nivel "muy alto".

El presente estudio pretendía conocer cuáles son las propiedades psicométricas de la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (Center for Epidemiological Studies-Depression Scale, CES-D) (Radloff, 1977) en una muestra de adolescentes estudiantes de secundaria de la ciudad de San Juan de Pasto. Los resultados permitieron identificar una organización factorial de los ítems, en dos dimensiones independientes: Depresión y Bienestar. Tanto la escala total, como los factores hallados presentaron buenos índices de consistencia interna, así como adecuadas evidencias de validez de constructo. Finalmente se ofrecen algunos estadísticos descriptivos que faciliten la comparación de calificaciones de la escala.

Un primer elemento a tener en cuenta es la estructura bifactorial que se encontró en los datos del trabajo. En otros estudios (Cheung & Bagley, 1998; Miller et ál., 1997; Rueda et ál., 2009; Shafer, 2006) ya se había encontrado que los factores de estado de ánimo depresivo, síntomas somáticos y problemas sociales se unían en una sola dimensión, mientras que el factor de bienestar permanecía independiente. Este comportamiento de los ítems demuestra una vez más la importancia de las diferencias culturales y evolutivas en la expresión de la depresión, pues en otros estudios (Cheung & Bagley, 1998; Vera, 1996) a pesar de que se hallan estructuras bifactoriales, la composición de los factores no es la misma.

En contraste con la solución bifactorial obtenida en adolescentes, en otros dos estudios realizados en población colombiana, a saber, el de Campo-Arias et ál. (2007) con adultos de Bucaramanga y el de Villalobos-Galvis (2010a) con estudiantes universitarios de San Juan de Pasto, se demostró la pertinencia de una solución de cuatro factores, con tendencia a mantener las dimensiones propuestas por Radloff (1977), lo que abre la posibilidad de que la estructura factorial no solo pueda cambiar interculturalmente, sino también a través de las diferentes etapas vitales, hipótesis que requiere futuras investigaciones.

El hecho de que los ítems pertenecientes a las escalas originales de ánimo deprimido, síntomas somáticos y problemas interpersonales se hayan agrupado en un solo factor, llama la atención frente a la consistencia del constructo de depresión en los adolescentes, pues implicaría que efectivamente se comporta como un síndrome, es decir, como un conjunto de síntomas que tienden a presentarse de manera simultánea, aun cuando no alcancen los niveles de severidad requeridos para la asignación de un diagnóstico clínico. En otras palabras, pareciera que cuando un adolescente se siente triste, existe una alta probabilidad de que se presente un cambio en sus niveles de funcionamientos físico y somático, así como en las relaciones interpersonales que establece. En estos casos no sería adecuado suponer la presencia de afectaciones independientes, sino que la implicación de las diferentes áreas del comportamiento del adolescente se da de manera integral. Esta hipótesis amerita posteriores estudios.

El mantenimiento de los ítems de bienestar en un factor independiente se ha presentado en diferentes investigaciones realizadas con adolescentes hispanos o hispanodescendientes (Guarnaccia et ál., 1989; Liang et ál., 1989; Salgado de Snyder, 1994), lo que llevó a algunos autores a proponer que este factor debiera ser retirado de la escala, dada su baja correlación con los demás, pues se pone en duda la pertinencia de su inclusión en una medida de depresión. A nuestro juicio, esta decisión debe ser investigada con mayor profundidad, pues por el contrario, este resultado parecería demostrar lo propuesto por el modelo de afecto positivo y negativo Panas, en el que afecto positivo y negativo serían dos dimensiones ortogonales bien diferenciadas (Agudelo et ál., 2007; Agudelo et ál., 2005).

El afecto negativo se define como un factor general de malestar subjetivo que recoge una amplia variedad de estados de ánimo negativos como el miedo, la ansiedad, la hostilidad, el disgusto, la soledad y la tristeza. Por su parte, el afecto positivo se refiere a los sentimientos placenteros en relación con el ambiente, relacionados con entusiasmo, alerta mental, interés y capacidad para disfrutar. En consecuencia, se entiende que los elementos distintivos de la depresión son la presencia de un alto afecto negativo y un bajo afecto positivo, siendo este último el elemento más discriminativo de los síntomas depresivos (Agudelo et ál., 2007).

Los niveles de consistencia interna de la prueba resultaron altos principalmente en el factor de depresión (.9) y en la escala total (.88), mas no para la escala de bienestar (.75). Estos datos son consistentes con los estudios realizados en Colombia con adultos en población general (Campo-Arias, 2007), con estudiantes universitarios (Villalobos-Galvis, 2010a) y con adolescentes (Rueda, 2009), en los cuales se demuestra que la escala tiene importantes características de consistencia interna. Lo anterior permitiría sugerir su uso en estudios con población general, incluyendo diferentes etapas evolutivas (adolescentes, adultos jóvenes, adultos y adultos mayores), pues la escala mantiene importantes propiedades psicométricas que garantizan su uso. De igual forma, los buenos índices de consistencia interna de la escala total apoyan la sugerencia formulada por Radloff (1977) en el sentido de atender a los resultados de la escala como un todo, más que a la información proveniente de cada dimensión.

Considerando los datos de consistencia interna, se eliminó el ítem 7 ("Sentí que todo lo que hacía representaba un gran esfuerzo para mí"), pues su aporte a la confiabilidad resultaba negativo (disminuía el valor del alfa de Cronbach). Similar comportamiento de este ítem se expone en el trabajo de Camacho (2006) en adolescentes de Bucaramanga (Colombia) y en un estudio con adolescentes rurales de México (Aguilera et ál., 2004) en el cual, a su vez, se cita el mismo fenómeno en estudios con adolescentes indígenas estadounidenses y con adolescentes filipino-estadounidenses. Una posible explicación puede ser la ambigüedad en la interpretación del ítem, pues pareciera que el término "esfuerzo" es percibido por muchos adolescentes como "una cualidad positiva, con orientación hacia una meta" (Aguilera et ál., 2004, p. 64), lo que resulta inconsistente con las características del síndrome depresivo.

En lo referente a la validez de constructo, la escala presentó relaciones positivas significativas con medidas de ideación suicida y de desesperanza. Son muchos los estudios que demuestran cómo la depresión se relaciona con ideas autolíticas (incluso se las considera un criterio diagnóstico para aquella), así como con una visión pesimista del futuro (por ejemplo, la tríada cognitiva) (Manrique, 2004; Villalobos-Galvis, 2009), razón por la cual consideramos que la escala presenta un buen comportamiento en este sentido. De otro lado, las relaciones significativas y negativas con las medidas de autoestima y apoyo social refuerzan la idea de que estas variables se constituyen en factores protectores frente a la depresión (Sun, Hui & Watkins, 2006; Villalobos-Galvis, 2009). De igual manera, el hecho de que los coeficientes de correlación no sean muy altos (σ < .57) permite suponer que la escala mide la depresión, entendida esta como un fenómeno relacionado con las variables antes mencionadas, pero diferente a ellas.

Finalmente, la decisión de considerar como calificación muy alta la media más una desviación estándar (Aguilera et ál., 2004), implicó la definición del puntaje directo de 35. Un dato similar fue hallado por Villalobos-Galvis (2010a) en el estudio con estudiantes universitarios, en el cual, el punto de corte sugerido fue de 39, comprobando lo propuesto por diversos autores (Díaz et ál., 2004; Morla et ál., 2006; Radloff, 1991; Wicks-Nelson & Israel, 1997), en el sentido de que la expresión de síntomas depresivos aumenta con la edad, principalmente entre la transición de la adolescencia a la adultez.

Al revisar la tabla de frecuencias, se encontró que el valor propuesto se hallaba por encima del quintil IV. En este sentido, consideramos complementariamente útil la definición de niveles ordinales basados en esta medida estadística, pues indicaría una mayor o menor presencia de síntomas depresivos, relativos a la población de estudio. Así pues, se supondría que los mayores niveles de sintomatología estarían en mayor riesgo de presentar un diagnóstico clínico, lo cual serviría de base para la realización de acciones de prevención de la depresión. No obstante lo anterior, se considera necesario el desarrollo de estudios como los de Rueda (2009) o Campo-Arias et ál. (2007) que permitan la identificación de medidas de sensibilidad, especificidad y valor predictivo de la escala en población adolescente, para refinar aún más sus ventajas epidemiológicas.

En conclusión, a partir de este estudio se puede afirmar que la escala CES-D tiene unas adecuadas propiedades psicométricas en adolescentes colombianos, razón por la cual se sugiere su uso en estudios con población general.

Agudelo, D., Buela-Casal, G. & Spielberger, C. (2007). Ansiedad y depresión: el problema de la diferenciación a través de los síntomas. Salud Mental, 30, 33-41. Recuperado de http://redalyc.uaemex.mx/pdf/582/58230205.pdf.         [ Links ]

Agudelo, D., Carretero-Dios, H., Blanco, A., Pitti, C., Spielberger, C. & Buela-Casal, G. (2005). Evaluación del componente afectivo de la depresión: Análisis factorial del ST/DEP revisado. Salud Mental, 28, 32-41. Recuperado de http://www.inprf-cd.org.mx/pdf/sm2803/sm280332vte.pdf.         [ Links ]

Aguilera, R., Carreño, M. & Juárez, F. (2004). Características psicométricas de la CES-D en una muestra de adolescentes rurales mexicanos de zonas con alta tradición migratoria. Salud Mental, 27, 57-66. Recuperado de http://redalyc.uaemex.mx/pdf/58262708.         [ Links ]

Beck, A., Weissman, A., Lester, D. & Trexler, L. (1974). The measurement of the pessimism, The Hopelessness Scale. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 42, 861-865.         [ Links ]

Cabrera, L. (1995). La depresión infantil en la población escolar de la isla de Lanzarote. Tesis doctoral. Universidad de la Laguna. Recuperado el 29 de diciembre de 2008 de http://tesis.bbtk.ull.es/ccssyhum/cs7.pdf.         [ Links ]

Camacho, P. A. (2006). Validación de la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos en población adolescente escolarizada en la ciudad de Bucaramanga. Trabajo de grado para optar al título de Magíster en Epidemiología, Universidad Industrial de Santander.         [ Links ]

Campo-Arias, A., Díaz, L., Rueda, G., Cadena, L. & Hernández, N. (2007). Psychometric properties of the CES-D scale among Colombian adults from the general population. Revista Colombiana de Psiquiatría, 36, 664-674. Recuperado de http://redalyc.uaemex.mx/pdf/806/80636407.pdf.         [ Links ]

Campo-Arias, A., González, S., Sánchez, Z., Rodríguez, D., Dallos, C. & Díaz, A. (2005). Percepción de rendimiento académico y síntomas depresivos en estudiantes de media vocacional de Bucaramanga, Colombia. Archivos de Pediatría del Uruguay 76, 21-26. Recuperado de http://www.scielo.edu.uy/pdf/adp/v76n1/colombia-rendimiento.pdf.         [ Links ]

Cheung, C. & Bagley, C. (1998). Validating an American Scale in Hong Kong, The Center for Epidemiological Studies Depression Scale (CES-D). The Journal of Psychology, 132, 169-186.         [ Links ]

Cogollo, Z. & Campo-Arias, A. (2007). Asociación entre síntomas depresivos con importancia clínica y rendimiento académico en estudiantes de Cartagena, Colombia. Revista de Ciencias de la Salud, 5, 33-39. Recuperado de http://redalyc.uaemex.mx/pdf/562/56250104.pdf.         [ Links ]

Cornejo, J., Peláez, F., Escobar, M., Delgado, J., Montero, T., Dinamarca, S. & Hernández, C. (2007). Prevalencia de depresión en escolares de enseñanza básica de Santiago. Un estudio comparativo. Revista Pediatría Electrónica, 4, 59. Recuperado el 10 de octubre de 2010, de http://www.revistapediatria.cl/vol4num3/resumen8.html        [ Links ]

Díaz, F., Prados, M. & Ruiz, M. (2004). Relación entre intimidación, depresión e ideación suicida en adolescentes. Resultados preliminares. Revista de Psiquiatría y Psicología del Niño y del Adolescente, 4, 10-19. Recuperado de http://www.paidopsiquiatria.com/rev/numero4/art4.pdf.         [ Links ]

Edman, J., Danko, G., Andrade, N., Mcardle, J., Foster, J. & Glipa, J. (1999). Factor structure of the CESD (Center for Epidemiological Studies Depression Scale) among Filipino-American adolescents. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 34, 211-215.         [ Links ]

González-Forteza, C. & Andrade-Palos, P. (1995). La relación de los hijos con sus progenitores y sus recursos de apoyo: Correlación con la sintomatología depresiva y la ideación suicida en los adolescentes mexicanos. Salud Mental, 18, 41-48.         [ Links ]

Guarnaccia, P., Ángel, R. & Worobey, J. (1989). The Factor Structure of the CES-D in the Hispanic Health and Nutrition Examination Survey. Social Science and Medicine, 29, 85-94.         [ Links ]

Herrera, E., Losada, Y. L., Rojas, L. A. & Gooding, P. (2009). Prevalencia de la depresión infantil en Neiva (Colombia). Avances en Psicología Latinoamericana, 27, 154-164. Recuperado de: http://redalyc.uaemex.mx/pdf/799/79911627011.pdf.         [ Links ]

Joiner, T., Walter, R., Pettit, J. & Pérez, M. (2005). Evidence-based assessment of depression in adults. Psychological Assessment, 17, 267-277.         [ Links ]

Ladrón, E., Alcalde, S. & De La Viña, L. (2000) Depresión infantil: un estudio en la Provincia de Soria. Recuperado el 12 de octubre de 2010 de http;//www.ome-aen.org/norte/14/n14031034.pdf.         [ Links ]

Liang, J., Tran, T., Krause, N. & Markides, K. (1989). Generational differences in the structure of the CES-D scale in Mexican Americans. Journal of Gerontology, Social Sciences, 52B, S259-S269.         [ Links ]

Manrique, E. (2003). Antecedentes tempranos y modalidades de vulnerabilidad cognitiva para la depresión. Revista de Psiquiatría y Salud Mental Hermilio Valdizan, 4, 43-62. Recuperado de http://www.hhv.gob.pe/revista/2003II/4%20ANTECEDENTES%20TEMPRANOS%20%20Y%20MODALIDADES%20DE.pdf        [ Links ]

Mantilla, L., Sabalza, L., Díaz, L. & Campo-Arias, A. (2004). Prevalencia de sintomatología depresiva en niños y niñas escolares de Bucaramanga, Colombia. Revista Colombiana de Psiquiatría, 23, 163-171. Recuperado de http://www.psiquiatria.org.co/BancoMedios/Documentos%20PDF/originalprevalencia_de_sintomatología_depresiva.pdf        [ Links ]

Mariño, M., Medina-Mora, M., Chaparro, J. & González-Forteza, C. (1993). Confiabilidad y estructura factorial del CES-D en una muestra de adolescentes mexicanos. Revista Mexicana de Psicología, 10, 141-145.         [ Links ]

Matud, M. (1998). Investigación del estrés y su impacto en la salud de la mujer en Canarias. Informe final del proyecto financiado por el Instituto Canario de la Mujer. La Laguna (Documento inédito).         [ Links ]

Miller, T., Markides, K. & Black, S. (1997). The factor structure of the CES-D in two surveys of elderly Mexican Americans. Journal of Gerontology Social Sciences, 52B, S259-S269.         [ Links ]

Montero, I. & León, O. (2007). Guía para nombrar los estudios de investigación en Psicología. International Journal of Clinical and Health Psychology, 7, 847-862. Recuperado de http://www.aepc.es/ijchp/GNEIP07_es.pdf        [ Links ]

Monterzino, J. & Benejam, M. (2006). Prevalencia de la depresión en adolescentes escolarizados de la localidad de La Cocha (Tucumán). Revista de la Facultad de Medicina, 7, 15-19. Recuperado de http://www.fm.unt.edu.ar/Servicios/publicaciones/revistafacultad/vol_7_n_2_2006 /pag15-19.pdf        [ Links ]

Morla, R., Saad, E. & Saad, J. (2006). Depresión en adolescentes y desestructuración familiar en la ciudad de Guayaquil, Ecuador. Revista de Colombiana de Psiquiatría, 25, 149-165. Recuperado de http://www.psiquiatria.org.co/BancoMedios/Documentos%20PDF/artoriginaldepresionenadolescentesydesestructuracionfamiliar.pdf        [ Links ]

Nguyen, H., Kitner-Trito, M., Evans, M. & Zonderman, A. (2004). Factorial invariance of the CES-D in low socioeconomic status African-American compared with a nationally representative sample. Psychiatric Research, 126, 177-187.         [ Links ]

Osman, A., Gutiérrez, P., Jiandani, J., Barrios, F., Linden, S. & Truelove, R. (2003). A preliminary validation of the Positive and Negative Suicide Ideation (Pansi) Inventory with normal adolescent samples. Journal of Clinical Psychology, 59, 493-512.         [ Links ]

Paz, S. & Escobar, C. (2005). Ansiedad, depresión y su relación, en la población escolarizada entre 8 y 14 años de edad en el municipio de Pasto. Trabajo de grado en Psicología, Universidad de Nariño, Pasto.         [ Links ]

Radloff, L. (1977). The CES-D Scale, A self-report depression scale for research in the general population. Journal of Applied Psychological Measurement, 1, 385-401.         [ Links ]

Radloff, L. (1991). The use of the Center for Epidemiological Studies Depression Scale in adolescents and young adults. Journal of Youth and Adolescence, 20, 149-165.         [ Links ]

Roberts, R. (1980). Reliability of the CES-D Scale in different ethnic contexts. Psychiatry Research, 2, 125-134.         [ Links ]

Robles, L. & Mercado, F. (1991). Prevalencia de entidades mentales en escolares de un área metropolitana de Guadalajara. Salud Pública de México, 33, 4955. Recuperado de http://bvs.insp.mx/rsp/_files/File/1991/No%201/prevalencia%20de%20entidades.pdf        [ Links ]

Rosenberg, M. (1965). La autoimagen del adolescente y la sociedad. Buenos Aires: Paidós.         [ Links ]

Rueda, G. E., Camacho, P. A. & Rangel, A. M. (2009). Validación de dos versiones cortas de la escala de depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos en adolescentes colombianos. Atención Primaria, 41, 255-261. Recuperado de http://dialnet.unirioja.es/servlet/articulo?codigo=2990759        [ Links ]

Salgado de Snyder, V. & Maldonado, M. (1994). Características psicométricas de la escala de depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D) en mujeres mexicanas adultas de áreas rurales. Salud Pública de México, 36, 200-209. Recuperado de http://dge1.insp.mx/rsp/_files/File/1994/199436_200-209.pdf        [ Links ]

Sarason, I., & Sarason, B. (2004). Psicología anormal. El problema de la conducta inadaptada (7^a ed.). México: Prentice Hall.         [ Links ]

Shafer, A. (2006). Meta-analysis of the factor structures of four depression questionnaires: Beck, CES-D, Hamilton and Zung. Journal of Clinical Psychology, 62, 123-146.         [ Links ]

Sun, R., Hui, E. & Watkins, D. (2006). Towards a model of suicidal ideation for Hong Kong Chinese adolescents. Journal of adolescence, 29, 209-224.         [ Links ]

Vera, J. (1996). Evaluación del inventario de depresión (CES-D) en mujeres de la zona rural del norte de México. La Psicología Social en México, 6, 496-501.         [ Links ]

Villalobos-Galvis, F. (2006). Validación de instrumentos de evaluación psicológica en estudiantes de la ciudad de San Juan de Pasto (Documento inédito).         [ Links ]

Villalobos-Galvis, F. (2009). Ideación suicida en jóvenes: Formulación y validación del Modelo Integrador Explicativo en estudiantes de educación secundaria y superior. Tesis doctoral, Universidad de Granada (documento inédito). Recuperado de http://digibug.ugr.es/bitstream/10481/2352/1/1805982x.pdf        [ Links ]

Villalobos-Galvis, F. (2010a). Estructura factorial y propiedades psicométricas de una escala de depresión en universitarios de Colombia. Revista Panamericana de Salud Pública, 27, 110-116. Recuperado de http://journal.paho.org/uploads/1268236112.pdf        [ Links ]

Villalobos-Galvis, F. (2010b). Validez y fiabilidad del Inventario de Ideación Suicida Positiva y Negativa-Pansi, en estudiantes colombianos. Universitas Psychologica, 9, 523-534. Recuperado de http://www.scielo.unal.edu.co/scielo.php?pid=S1657-92672010000200017&script=sci_arttext        [ Links ]

Vinaccia, S., Gaviria, A., Atehortúa, L., Martínez, P., Trujillo, C. & Quiceno, J. (2006). Prevalencia de depresión en niños escolarizados entre 8 y 12 años del oriente antioqueño a partir del "Child Depression Inventory"-CDI. Revista Diversitas - Perspectivas en Psicología, 2, 217-227. Recuperado de http://_redalyc.uaemex.mx/redalyc/pdf/679/67920203.pdf        [ Links ]

Wicks-Nelson, R. & Israel, A. (1997). Psicopatología del niño y del adolescente. Madrid: Prentice Hall.         [ Links ]