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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Escala de Edinburgh para depresión posparto: consistencia interna y estructura factorial en mujeres embarazadas de Cartagena, Colombia]]></article-title>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[Objectives: determining the Edinburgh Postnatal Depression Scale's internal consistency and factor structure amongst pregnant women in Cartagena, Colombia. Materials and method: this was a validation study (lacking a gold-standard) designed for use with 200 literate, pregnant women aged 18 to 42 (24.3 average age, 5.2 SD) living in low-income neighborhoods and attending a public obstetric clinic in Cartagena, Colombia. Internal consistency (Cronbach's alpha) and factor structure (exploratory factor analysis) of the Edinburgh Postnatal Depression Scale were computed. Results: the Edinburgh Postnatal Depression Scale presented 0.78 internal consistency and a three-dimensional structure (depression, anhedonia and a hopeless-guilty mood) explaining 59.9% of variance. Conclusions: the study showed that the Edinburgh Postnatal Depression Scale had high internal consistency and was composed of a three-dimensional structure exploring the concept of depression in low-income pregnant women in Cartagena, Colombia.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[  <font face="verdana" size="2">  <font size="4">    <center><b>Escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto: consistencia interna y estructura factorial en mujeres embarazadas de Cartagena, Colombia</b></center></font>    <p></p>     <p>    <center>Adalberto Campo-Arias, M.D.,* Cristian Ayola-Castillo**, Henry Miguel Peinado-Valencia**, Maribel Amor-Parra**, Zuleima Cogollo***</center></p>     <p>    <center>Recibido: julio 5/07 - Revisado: noviembre 13/07 - Aceptado: noviembre 14/07</center></p>     <p>* M&eacute;dico psiquiatra, Director de Investigaciones, Grupo de Investigaci&oacute;n del Comportamiento Humano, Instituto de Investigaci&oacute;n del Comportamiento Humano, Bogot&aacute;, y profesor asociado, Facultad de Enfermer&iacute;a, Universidad de Cartagena. Correspondencia: Universidad de Cartagena, &Aacute;rea de la Salud, Facultad de Enfermer&iacute;a, Campus de Zaragocilla, Cartagena, Colombia. Tel&eacute;fono y fax 5 669 81 81. Correo electr&oacute;nico: <a href="mailto:acampoa@unicartagena.edu.co">acampoa@unicartagena.edu.co</a> o <a href="mailto:campoarias@comportamientohumano.org">campoarias@comportamientohumano.org</a></p>     <p>** Estudiantes, Facultad de Enfermer&iacute;a, Universidad de Cartagena. Cartagena, Colombia. </p>     <p>*** Enfermera, profesora titular, Facultad de Enfermer&iacute;a, Universidad de Cartagena. Cartagena, Colombia </p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><b>RESUMEN</b> </p>     <p><b>Objetivos: </b>determinar la consistencia interna y la estructura de factores de la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto en mujeres embarazadas de Cartagena, Colombia. </p>     <p><b>Materiales y m&eacute;todo: </b>se dise&ntilde;&oacute; un estudio de validaci&oacute;n de un instrumento de tamizaje sin patr&oacute;n de oro (metodol&oacute;gico), de la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto con 200 mujeres gestantes letradas entre 18 y 42 a&ntilde;os, con un promedio de 24,3 a&ntilde;os (DE = 5,2), residentes de estrato econ&oacute;mico bajo que asist&iacute;an a consulta externa en una cl&iacute;nica p&uacute;blica de maternidad en Cartagena, Colombia. Se determin&oacute; consistencia interna (alfa de Cronbach) y la estructura factorial de la escala (an&aacute;lisis factorial exploratorio). </p>     <p><b>Resultados: </b>la escala mostr&oacute; una consistencia interna de 0,78, una estructura tridimensional (&aacute;nimo deprimido, anhedon&iacute;a y desesperanza y culpa) que explicaba el 59,9% de la varianza. </p>     <p><b>Conclusiones: </b>el estudio muestra que la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto posee una alta consistencia interna y una estructura tridimensional para el concepto de depresi&oacute;n en mujeres embarazadas de Cartagena, Colombia. </p>     <p><b>Palabras clave: </b>consistencia interna, estructura factorial, depresi&oacute;n, embarazo, escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posnatal, estudios de validaci&oacute;n. </p> <font size="4">    <center><b>Validating the Edinburgh Postnatal Depression Scale&#8217;s internal consistency and factor structure amongst pregnant women in Cartagena, Colombia</b></center></font>    <p></p>     <p><b>SUMMARY</b> </p>     <p><b>Objectives: </b>determining the Edinburgh Postnatal Depression Scale&#8217;s internal consistency and factor structure amongst pregnant women in Cartagena, Colombia. </p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><b>Materials and method</b>: this was a validation study (lacking a gold-standard) designed for use with 200 literate, pregnant women aged 18 to 42 (24.3 average age, 5.2 SD) living in low-income neighborhoods and attending a public obstetric clinic in Cartagena, Colombia. Internal consistency (Cronbach&#8217;s alpha) and factor structure (exploratory factor analysis) of the Edinburgh Postnatal Depression Scale were computed. </p>     <p><b>Results: </b>the Edinburgh Postnatal Depression Scale presented 0.78 internal consistency and a three-dimensional structure (depression, anhedonia and a hopeless-guilty mood) explaining 59.9% of variance. </p>     <p><b>Conclusions: </b>the study showed that the Edinburgh Postnatal Depression Scale had high internal consistency and was composed of a three-dimensional structure exploring the concept of depression in low-income pregnant women in Cartagena, Colombia. </p>     <p><b>Key words: </b>internal consistency, factorial structure, depression, pregnancy, Edinburgh Postnatal Depression Scale, validation study. </p>     <p><b>INTRODUCCI&Oacute;N </b></p>     <p>Los trastornos depresivos representan un problema importante de salud p&uacute;blica.<sup>1 </sup>Estos se observan con mayor frecuencia en la poblaci&oacute;n femenina que en la masculina.<sup>2 </sup>Adem&aacute;s, la frecuencia de estos trastornos parece ser sustancialmente mayor durante el embarazo y el puerperio que durante otras &eacute;pocas del ciclo vital,<sup>3-5 </sup>especialmente en embarazadas de bajos ingresos econ&oacute;micos.<sup>6 </sup></p>     <p>La presencia de trastorno depresivo mayor, con frecuencia abreviado o llamado simplemente como depresi&oacute;n, durante el embarazo, incrementa en forma importante la morbilidad y mortalidad tanto para la madre como para el fruto del embarazo, es decir, se asocia a conductas poco saludables como el omitir la atenci&oacute;n prenatal o el uso de sustancias nocivas (tabaco, alcohol, sustancias ilegales). De la misma forma, el trastorno depresivo mayor en gestantes es un factor de riesgo para intentos de suicidios y suicidio consumados.<sup>7 </sup>As&iacute; mismo, la presencia de este trastorno en el embarazo aumenta el riesgo de presentar preeclampsia, partos prematuros y productos de bajo peso al nacer.<sup>8 </sup>Adem&aacute;s, representa para la gestante un riesgo elevado de presentar un episodio depresivo durante el posparto<sup>9,10 </sup>Finalmente, se observa que las madres con un menor apego a los hijos son aquellas que informaron m&aacute;s s&iacute;ntomas depresivos y de ansiedad durante el embarazo.<sup>11 </sup></p>     <p>Varias escalas se usan para identificar trastornos depresivos durante la gestaci&oacute;n. Sin embargo, la escala para depresi&oacute;n del centro epidemiol&oacute;gico (CES-D, por sus siglas en ingl&eacute;s)<sup>12 </sup>y la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto (EPDS, por sus siglas en ingl&eacute;s) son las m&aacute;s conocidas y usadas con este prop&oacute;sito.<sup>13 </sup>Es importante tener presente que la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto se dise&ntilde;&oacute; para cuantificar s&iacute;ntomas depresivos cognoscitivos exclusivamente en el posparto. Se excluyeron sistem&aacute;ticamente algunos s&iacute;ntomas f&iacute;sicos relacionados con un episodio depresivo que pueden estar presentes durante el embarazo y considerarse como propios de la gestaci&oacute;n.<sup>14 </sup>No obstante, se utiliza igualmente en la detecci&oacute;n de estos s&iacute;ntomas durante la gestaci&oacute;n.<sup>15,16 </sup></p>     <p>Es importante conocer primero el comportamiento psicom&eacute;trico de una escala con una &uacute;nica aplicaci&oacute;n y sin criterio de referencia (la consistencia interna y la estructura factorial) en diferentes poblaciones, dado que el comportamiento de las escalas var&iacute;a de acuerdo con la poblaci&oacute;n estudiada. Una aceptable confiabilidad y validez de una escala en una poblaci&oacute;n determinada no garantizan un adecuado comportamiento en otro grupo con alguna otra caracter&iacute;stica distintiva y pueden invitar a que se hagan algunas modificaciones o adaptaciones para conseguir un comportamiento comparable y aceptable.<sup>17 </sup></p>     <p>Para determinar la confiabilidad inicial de una escala se explora la consistencia interna,<sup>18,19</sup>lo que se refiere a que los &iacute;tems que conforman la escala tienen adecuados niveles de correlaci&oacute;n entre ellos. Si existe una adecuada consistencia interna, se considera que la escala es homog&eacute;nea y sugiere indirectamente que los &iacute;tems tienen mucho en com&uacute;n.<sup>17 </sup>Para conocer los factores o dimensiones latentes en una escala homog&eacute;nea se utiliza el an&aacute;lisis de factores. Los factores o dimensiones son, a su vez, peque&ntilde;as agrupaciones de los &iacute;tems de la escala. Igualmente, el an&aacute;lisis de factores es una de las estrategias que se usa para conocer la validez del constructo de una escala.<sup>20 </sup>La validez del constructo eval&uacute;a hasta qu&eacute; punto el indicador o la definici&oacute;n operativa mide el concepto.<sup>21 </sup></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>En relaci&oacute;n con la consistencia interna de la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto en mujeres en esta etapa, Cox y cols. informaron un coeficiente 0,87.<sup>13 </sup>Mientras que en estudios realizados con embarazadas, la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto mostr&oacute; una consistencia interna entre 0,76 y 0,85<sup>22-25 </sup>y una estructura factorial de dos factores que explicaban m&aacute;s del 50% de la varianza.<sup>23-25 </sup></p>     <p>El objetivo general de este estudio fue determinar la consistencia interna (homogeneidad) y la estructura de factores (dimensionalidad) de la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto en mujeres embarazadas residentes en estrato bajo en Cartagena, Colombia. </p>     <p><b>MATERIALES Y M&Eacute;TODOS </b></p>     <p>El presente es un estudio metodol&oacute;gico para validar una escala o instrumento sin patr&oacute;n de oro, con una sola aplicaci&oacute;n del instrumento, con un dise&ntilde;o transversal,<sup>26 </sup>en embarazadas del &aacute;rea urbana de Cartagena, ciudad ubicada en la costa norte de Colombia, que asist&iacute;an al control prenatal en una cl&iacute;nica p&uacute;blica de maternidad durante el mes de abril del 2007. </p>     <p>El Comit&eacute; de &Eacute;tica de la Universidad de Cartagena revis&oacute; y aprob&oacute; la propuesta de investigaci&oacute;n. Se solicit&oacute; la autorizaci&oacute;n del representante legal de la cl&iacute;nica y la participaci&oacute;n de las pacientes fue completamente voluntaria, despu&eacute;s que se les inform&oacute; las caracter&iacute;sticas del estudio, del m&iacute;nimo riesgo que implicaba y del mantenimiento del anonimato, de acuerdo con la Declaraci&oacute;n de Helsinki<sup>27 </sup>y las disposiciones colombianas para investigaciones en salud.<sup>28 </sup></p>     <p>Se tom&oacute; una muestra no probabil&iacute;stica de 200 mujeres embarazadas. Para alcanzar el objetivo de la investigaci&oacute;n se precisaba de una muestra que pod&iacute;a oscilar entre 100 y 200 participantes, es decir, entre 10 y 20 participantes por &iacute;tem.<sup>17 </sup>Participaron embarazadas mayores de 18 a&ntilde;os, con o sin problemas patol&oacute;gicos, residentes de estrato bajo del &aacute;rea urbana de Cartagena, pertenecientes al r&eacute;gimen subsidiado, que asist&iacute;an a control prenatal en una instituci&oacute;n de segundo nivel de atenci&oacute;n. Se incluyeron por conveniencia solo pacientes de estrato bajo porque representan m&aacute;s del 90% de las personas atendidas en la instituci&oacute;n y se esperaba contar con una muestra lo suficientemente homog&eacute;nea. Se excluyeron las embarazadas iletradas o aquellas que presentaban signos evidentes de d&eacute;ficit cognoscitivo que les imped&iacute;a responder por s&iacute; mismas el cuestionario. </p>     <p>Esta muestra se complet&oacute; despu&eacute;s de solicitar la participaci&oacute;n de 260 embarazadas (76,9%); 47 embarazadas no reunieron los criterios de inclusi&oacute;n (20 no viv&iacute;an en Cartagena, 20 eran menores de edad y 7 eran iletradas) y 13 se negaron a participar. La edad de las 200 participantes se encontraba entre 18 y 42 a&ntilde;os con un promedio de 24,3 a&ntilde;os (DE = 5,3); el 73% eran cat&oacute;licas y 27% evang&eacute;licas; el 90,5% de las participantes ten&iacute;a pareja estable; la escolaridad promedio oscil&oacute; entre 2 y 15 a&ntilde;os de escolaridad, con un promedio de 8,9 a&ntilde;os (DE = 2,6); 82,5% resid&iacute;an en estrato I y el 17,5% restante, en estrato II; 84,5% eran amas de casa; 42% eran nul&iacute;paras y en el 38,5% era el primer embarazo. El n&uacute;mero de gestaciones se encontr&oacute; entre 1 y 8, con un promedio de 2,7 (DE = 9,8); la edad gestacional estuvo entre 5 y 40 semanas con un promedio de 26,8 semanas (DE = 9,5) y 57,5% no planificaron el embarazo actual. </p>     <p>El instrumento para validar, la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto, consta de diez &iacute;tems de respuesta polit&oacute;mica (cuatro opciones de respuesta) que exploran s&iacute;ntomas cognoscitivos de un episodio depresivo mayor durante los &uacute;ltimos quince d&iacute;as. Cada pregunta se califica de cero a tres puntos. Requiere &uacute;nicamente cinco a diez minutos para diligenciarse. La escala completa se presenta en la <a href="#Tabla1">tabla 1</a>.<sup>13 </sup></p>     <p>    <center><img src="/img/revistas/rcog/v58n4/a03t1.jpg"><a name="Tabla1"></a></center></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>En la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto se determin&oacute; la consistencia interna mediante la prueba de alfa de Cronbach,<sup>29 </sup>la correlaci&oacute;n corregida &iacute;tem-puntuaci&oacute;n total mediante la correlaci&oacute;n de Pearson (r)<sup>30 </sup>y el alfa de Cronbach, si el &iacute;tem se omitiera. Para explorar la estructura factorial se realiz&oacute; un an&aacute;lisis de factores exploratorio mediante el m&eacute;todo de componentes principales. Esto permite conocer los factores o dominios latentes en una escala lo suficientemente homog&eacute;nea y aproximarse a la validez del onstructo.<sup>20,21</sup>Inicialmente, se aplic&oacute; la prueba de adecuaci&oacute;n de la muestra de Kayser-Meyer-Olkin (KMO)<sup>31 </sup>y la prueba de esfericidad de Bartlett.<sup>32 </sup>Se consideraron factores importantes los que mostraron valores propios mayores de 1,0 y por lo menos tres &iacute;tems con coeficientes mayores de 0,50.<sup>20,21 </sup>La soluci&oacute;n final se rot&oacute; en forma oblicua (promax) porque se asumi&oacute; con anticipaci&oacute;n que los factores estar&iacute;an altamente correlacionados. Los datos se procesaron por duplicado para identificar inconsistencias. Todos los c&aacute;lculos se realizaron en el paquete estad&iacute;stico SPSS 13.0 para Windows.<sup>33 </sup></p>     <p><b>RESULTADOS </b></p>     <p>Se encontr&oacute; que la consistencia interna de la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto fue 0,78. Las correlaciones corregidas &iacute;tem-puntuaci&oacute;n total se muestran en la <a href="#Tabla2">tabla 2</a>. La prueba de esfericidad de Bartlett mostr&oacute; un X<sup>2 </sup>= 495,1 gl = 45 p &lt; 0,001 y una prueba de KMO de 0,81. Estos coeficientes indican que debe rechazarse la hip&oacute;tesis de la matriz identidad. La escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto mostr&oacute; una estructura tridimensional que explicaba el 59,9% de la varianza. A los factores se les denomin&oacute; basados en la clasificaci&oacute;n te&oacute;rica de los s&iacute;ntomas depresivos y por los valores de los coeficientes en la matriz factorial. El primer factor (&aacute;nimo deprimido) mostr&oacute; un valor propio de 3,54 que daba cuenta el 35,4% de la varianza, el segundo factor (anhedon&iacute;a) de 1,36 que explicaba el 13,6% de la varianza y en tercer factor (desesperanza y culpa) de 1,10 responsable del 11,0% de la varianza. Ver detalles en la <a href="#Tabla3">tabla 3</a>. </p>     <p>    <center><img src="/img/revistas/rcog/v58n4/a03t2.jpg"><a name="Tabla2"></a></center></p>     <p>    <center><img src="/img/revistas/rcog/v58n4/a03t3.jpg"><a name="Tabla3"></a></center></p>     <p><b>DISCUSI&Oacute;N </b></p>     <p>Se puede observar en la presente investigaci&oacute;n que la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto muestra una alta consistencia interna y una estructura tridimensional de s&iacute;ntomas depresivos en gestantes de estrato bajo de Cartagena, Colombia, lo que sugiere que la escala es confiable y posiblemente v&aacute;lida, para ser utilizada en la identificaci&oacute;n de posibles episodios depresivos mayores en esta poblaci&oacute;n.</p>     <p>En relaci&oacute;n con la consistencia interna, similar a lo observado en el presente estudio, Ortega y cols. informaron una consistencia interna de 0,82;22 Lartigue y cols., 0,85;23 Esp&iacute;ndola y cols., 0,85;24 y Adouard y cols., 0,76.<sup>25</sup> </p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p>En lo referente al an&aacute;lisis factorial, en esta investigaci&oacute;n se observ&oacute; una estructura tridimensional, a diferencia de lo encontrado por Ortega y cols., Lartigue y cols. y Adouard y cols. quienes informaron que la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto estaba compuesta de una estructura de dos dimensiones.<sup>22,23,25</sup> Para Ortega et al. el primer factor agrupaba &#8220;s&iacute;ntomas depresivos&#8221; y el segundo, &#8220;s&iacute;ntomas de ansiedad&#8221;, los cuales explicaban algo m&aacute;s del 50% de la varianza;<sup>22</sup> para Lartigue y cols., el primer factor &#8220;s&iacute;ntomas depresivos y de ansiedad&#8221; y el segundo &#8220;displacer e ideaci&oacute;n suicida&#8221; que daban cuenta de aproximadamente el 54% de la varianza,<sup>23</sup> y para Adouard y cols. el primer factor reun&iacute;a &aacute;nimo deprimido y anhedonia y el segundo, ansiedad y distorsiones cognoscitivas.<sup>25</sup></p>     <p>Las diferencias observadas en cuanto a la estructura factorial de la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto probablemente son debidas a aspectos sociodemogr&aacute;ficos y elementos culturales.</p>     <p>Estas caracter&iacute;sticas pueden modificar el comportamiento psicom&eacute;trico de una escala<sup>17</sup>. La poblaci&oacute;n que particip&oacute; en el estudio que se presenta resid&iacute;a solo en estratos uno y dos con caracter&iacute;sticas culturales y ling&uuml;&iacute;sticas propias del Caribe colombiano, que pueden influir en la forma como se interpreta cada &iacute;tem. Sin duda, como sostienen Jomeen y</p>     <p>Martin, la soluci&oacute;n factorial multidimensional para la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto es m&aacute;s satisfactoria que la soluci&oacute;n unidimensional originariamente sugerida en el estudio inicial de validaci&oacute;n<sup>34</sup>.</p>     <p>Los resultados obtenidos sugieren que la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto es un instrumento confiable y posiblemente v&aacute;lido para ser utilizado en la detecci&oacute;n temprana de trastorno depresivo mayor en la poblaci&oacute;n de gestantes de</p>     <p>estrato bajo de Cartagena. A pesar de que algunos &iacute;tems mostraron una modesta correlaci&oacute;n corregida con la puntuaci&oacute;n total, la omisi&oacute;n individual de los mismos no modificaba sustancialmente la consistencia interna de la escala. Se espera que la consistencia interna de una escala sea alta cuando los valores se encuentren entre 0,70 y 0,90.<sup>17,18</sup> Por su parte, es deseable que los factores retenidos de una escala est&eacute;n formados por al menos tres &iacute;tems con altos coeficientes (generalmente mayor de 0,50) y que expliquen por lo menos el 50% de la varianza.<sup>20,21</sup></p>     <p>La identificaci&oacute;n de posibles episodios depresivos mayores tal vez pueda prevenir las consecuencias negativas asociadas a los mismos, tanto para la madre como para el feto, si se hace un tratamiento adecuado.<sup>4,8,11</sup></p>     <p>Sin duda, debido a la sencillez y al reducido tiempo necesario para su aplicaci&oacute;n (cinco a diez minutos), la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto permite su utilizaci&oacute;n por cualquier profesional de la salud y se convierte en un instrumento importante para la identificaci&oacute;n de posibles trastornos depresivos durante el embarazo. Esto mejora de manera importante la atenci&oacute;n en la salud de las embarazadas.</p>     <p>Se debe tener en cuenta que el presente estudio posee limitaciones, como el contar con una muestra no probabil&iacute;stica, participantes solo de estrato uno y dos (probablemente con menores grados de escolaridad y habilidades en lectoescritura) y la falta de un patr&oacute;n de oro para explorar otras propiedades psicom&eacute;tricas. Se ha anotado con anterioridad que el comportamiento psicom&eacute;trico de la escala puede variar dram&aacute;ticamente por las caracter&iacute;sticas de la poblaci&oacute;n.<sup>17,18</sup></p>     <p>Se concluye que la escala de Edinburgh para depresi&oacute;n posparto es un instrumento con una adecuada consistencia interna y estructura factorial para ser utilizado en la detecci&oacute;n temprana de episodio depresivo mayor en la poblaci&oacute;n de gestantes de estrato bajo de Cartagena, Colombia.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p><b>REFERENCIAS</b></p>     <!-- ref --><p>1. Gilchrist G, Gunn J. Observational studies of depression in primary care: what do we know? BMC Fam Pract 2007;8:28.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000064&pid=S0034-7434200700040000300001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>2. G&oacute;mez-Restrepo C, Boh&oacute;rquez A, Pinto-Masis D, Gil-Laverde JF, Rond&oacute;n-Sep&uacute;lveda M, D&iacute;az-Granados N. Prevalencia de depresi&oacute;n y factores asociados con ella en la poblaci&oacute;n colombiana. Rev Panam Salud P&uacute;blica 2004;16:378-86.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000065&pid=S0034-7434200700040000300002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>3. Blazer DG, Kessler RC, McConagle KA, Swartz MS. The prevalence and distribution of major depression in a national community sample: the National Comorbidity Survey. Am J Psychiatry 1994;151:979-86.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000066&pid=S0034-7434200700040000300003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>4. Evans J, Heron J, Francomb H, Oke S, Golding J. Cohort study of depressed mood during pregnancy and after childbirth. BMJ 2001;323:257-60.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000067&pid=S0034-7434200700040000300004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p><font size="2" face="verdana">5. Josefsson A, Berg G, Nordin C, Sydsj&ouml; G. Prevalence of depressive symptoms in late pregnancy and postpartum. </font>Acta Obstet Gynecol Scand 2001;80:251-5.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000068&pid=S0034-7434200700040000300005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>6. Chaudron LH, Kitzman HJ, Peifer KL, Morrow S, Perez L, Newman MC. Prevalence of maternal depressive symptoms in low-income Hispanic women. J Clin Psychiatry 2005;66:418-23.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000069&pid=S0034-7434200700040000300006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>7. O&#8217;Boyle AL, Magann EF, Ricks RE Jr, Doyle M, Morrison JC. Depression screening in the pregnant soldier wellness program. South Med J 2005;98:416-8.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000070&pid=S0034-7434200700040000300007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>8. Rahman A, Bunn J, Lovel H, Creed F. Association between antenatal depression and low birthweight in a developing country. Acta Psychiatr Scand 2007;115:481-6.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000071&pid=S0034-7434200700040000300008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>9. Alvarado R, Rojas M, Monardes J, Perucca E, Neves E, Olea E, et al. Cuadros depresivos en el posparto en una cohorte de embarazadas. Rev Chil Neuro-Psiquiat 2000;38:84-93.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000072&pid=S0034-7434200700040000300009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>10. Bowen A, Muhajarine N. Antenatal depression. Can Nurse 2006;102:26-30.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000073&pid=S0034-7434200700040000300010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>11. Condon JT, Corkindale C. The correlates of antenatal attachment in pregnant women. Br J Med Psychol 1997;70:359-72.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000074&pid=S0034-7434200700040000300011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>12. Radloff LS. The CES-D scale: a self-report depression scale for research in the general population. AppliedPsychological Measurement 1977;1:385-401.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000075&pid=S0034-7434200700040000300012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>13. Cox JL, Holden JM, Sagovsky R. Detection of postnatal depression: Development of the 10-item Edinburgh postnatal depression scale. Br J Psychiatry 1987;150:782-6.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000076&pid=S0034-7434200700040000300013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>14. Cox JL, Holden J. Perinatal mental health: a guide to the Edinburgh postnatal depression scale. London: Gaskell; 2003. p. 15-20.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000077&pid=S0034-7434200700040000300014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>15. Bowen A, Muhajarine N. Prevalence of antenatal depression in women enrolled in an outreach program in Canada. J Obstet Gynecol Neonatal Nurs 2006;35:491-8.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000078&pid=S0034-7434200700040000300015&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>16. Gordon TE, Cardone IA, Kim JJ, Gordon SM, Silver RK. Universal perinatal depression screening in an Academic Medical Center. Obstet Gynecol 2006;107:342-7.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000079&pid=S0034-7434200700040000300016&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>17. S&aacute;nchez R, Echeverry J. Validaci&oacute;n de escalas de medici&oacute;n en salud. Rev Salud P&uacute;blica 2004;6:302-18.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000080&pid=S0034-7434200700040000300017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>18. Oviedo HC, Campo-Arias A. Aproximaci&oacute;n al uso del coeficiente alfa de Cronbach. Rev Colomb Psiquiatr 2005;34:572-80.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000081&pid=S0034-7434200700040000300018&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>19. Morgan GA, Gliner JA, Harmon RJ. Measurement validity. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry 2001;40:729-31.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000082&pid=S0034-7434200700040000300019&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>20. Streiner DL. Figuring out factors: the use and misuse of factor analysis. Can J Psychiatry 1994;39:135-40.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000083&pid=S0034-7434200700040000300020&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>21. Gorsuch RL. Exploratory factor analysis: its role in item analysis. J Pers Asses 1997;68:532-60.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000084&pid=S0034-7434200700040000300021&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>22. Ortega L, Lartigue T, Figueroa ME. Prevalencia de depresi&oacute;n, a trav&eacute;s de la escala de depresi&oacute;n perinatal de Edinburgh (EPDS), en una muestra de mujeres mexicanas embarazadas. Perinatol Reprod Hum 2001;15:11-20.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000085&pid=S0034-7434200700040000300022&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>23. Lartigue T, Casanova G, Ortiz J, Aranda C, Fl&oacute;rez CE. Indicadores de malestar emocional y depresi&oacute;n en mujeres embarazadas con ITS-VIH/SIDA. Perinatol Reprod Hum 2004;18:73-90.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000086&pid=S0034-7434200700040000300023&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>24. Esp&iacute;ndola JG, Morales F, Mota C, D&iacute;az E, Meza P, Rodr&iacute;guez L. Calibraci&oacute;n del punto de corte para la escala de depresi&oacute;n perinatal de Edinburgh en pacientes obst&eacute;tricas del Instituto Nacional de Perinatolog&iacute;a. Perinatol Reprod Hum 2004;3:179-86.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000087&pid=S0034-7434200700040000300024&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>25. Adouard F, Glangeaud-Freudenthal NMC, Golse B. Validation of the Edinburgh postnatal depression scale (EPDS) in a sample of women with high-risk pregnancies in France. Arch Womens Ment Health 2005;8:89-95.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000088&pid=S0034-7434200700040000300025&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>26. Blacker D, Endicott J. Psychometric properties: concepts of reliability and validity. En: Rush AJ, Pincus HA, First MB, Zarin DA, Blacker D, Endicott J, et al. (eds). Handbook of psychiatric measures. Washington, DC: American Psychiatric Association; 2000. p. 7-14.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000089&pid=S0034-7434200700040000300026&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>27. Declaraci&oacute;n de Helsinki de la Asociaci&oacute;n M&eacute;dica Mundial. Visitado en 2006 Feb 21. Disponible en: <a href="http://www.wma.net/s/policy/b3.htm" target="_blank">http://www.wma.net/s/policy/b3.htm</a>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000090&pid=S0034-7434200700040000300027&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>28. Republica de Colombia. Ministerio de Salud. Resoluci&oacute;n 008430, por la cual se establecen las normas cient&iacute;ficas, t&eacute;cnicas y administrativas para la investigaci&oacute;n en salud; 1993.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000091&pid=S0034-7434200700040000300028&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>29. Cronbach LJ. Coefficient alpha and the internal structure of test. Psychometrika 1951;16:297-334.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000092&pid=S0034-7434200700040000300029&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><p>30. Pearson ES. Studies in the story of probability and statistics. XIV. 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