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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Validez de la escala breve de Zung para tamizaje del episodio depresivo mayor en la población general de Bucaramanga, Colombia]]></article-title>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[Introduction. Brief scales for identiying depressive disorder are as useful as long scales for screening. However, a validated scale with these characteristics is not avalaible in Colombia. Objective. To design a brief Zung’s self-rating depression scale in order to screen major depressive episodes among adults dwelling in the general community. Materials and methods. After filling-out the 20-item Zung’s self-rating depression scale, the ten items with the higher correlation with total score were selected. Construct and criterion validity were computed for these ten items. Results. The ten chosen items showed an internal consistency of 0,803, one factor that accounted for 36,6% of the variance; sensitivity was 95,5%; specificity, 70,3%; Cohen’s kappa, 0,415; and area under receptor-operator curve, 0,898. Conclusions. The brief Zung’s self-rating depression scale exhibits psychometric properties similar to the long version. This brief scale can be used as a screening device in the general population.]]></p></abstract>
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</front><body><![CDATA[   <B><FONT FACE="Arial" SIZE=4>    <P ALIGN="CENTER">Validez de la escala breve de Zung para tamizaje del episodio depresivo mayor en la poblaci&oacute;n general de Bucaramanga, Colombia</P> </B></FONT><FONT FACE="Arial">    <P ALIGN="CENTER">Adalberto Campo, Luis Alfonso D&iacute;az, Germ&aacute;n Eduardo Rueda</P>     <P>Grupo de Neuropsiquiatr&iacute;a, Facultad de Medicina, Universidad Aut&oacute;noma de Bucaramanga, Bucaramanga, Colombia.</P> <B>    <P>Introducci&oacute;n. </B>Las escalas breves para identificar trastornos depresivos conservan la utilidad de las escalas extensas como instrumentos para tamizaje. Sin embargo, no se cuenta con una escala de estas caracter&iacute;sticas validada en poblaci&oacute;n general colombiana.</P> <B>    <P>Objetivo. </B>Dise&ntilde;ar una escala abreviada de la escala de Zung para depresi&oacute;n para tamizaje de episodio depresivo mayor en adultos residentes en la comunidad general.</P> <B>    <P>Materiales y m&eacute;todos. </B>A partir de la aplicaci&oacute;n de la escala de Zung de veinte items se tomaron los diez items que mostraron la mayor correlaci&oacute;n con la puntuaci&oacute;n total. A estos items escogidos se les determin&oacute; la validez de constructo y la validez de criterio.</P> <B>    <P>Resultados.</B> Los diez items escogidos mostraron una consistencia interna de 0,803, un &uacute;nico factor principal que explicaba el 36,6% de la varianza y sensibilidad de 95,5%, especificidad de 70,3%, kappa media de Cohen de 0,415 y 0,898 de &aacute;rea bajo la curva receptor-operador.</P> <B>    <P>Conclusiones. </B>La escala abreviada de Zung muestra propiedades psicom&eacute;tricas similares a la escala extensa que permiten la utilizaci&oacute;n como instrumento de tamizaje en poblaci&oacute;n adulta general.</P> <B>    <P>Palabras clave: </B>estudios de validaci&oacute;n, tamizaje masivo, poblaci&oacute;n urbana, adulto.</P> <B>    ]]></body>
<body><![CDATA[<P>Validity of the brief Zung’s scale for screening major depressive episode among the general population from Bucaramanga, Colombia</P>     <P>Introduction. </B>Brief scales for identiying depressive disorder are as useful as long scales for screening. However, a validated scale with these characteristics is not avalaible in Colombia.</P> <B>    <P>Objective.</B> To design a brief Zung’s self-rating depression scale in order to screen major depressive episodes among adults dwelling in the general community.</P> <B>    <P>Materials and methods. </B>After filling-out the 20-item Zung’s self-rating depression scale, the ten items with the higher correlation with total score were selected. Construct and criterion validity were computed for these ten items.</P> <B>    <P>Results. </B>The ten chosen items showed an internal consistency of 0,803, one factor that accounted for 36,6% of the variance; sensitivity was 95,5%; specificity, 70,3%; Cohen’s kappa, 0,415; and area under receptor-operator curve, 0,898.</P> <B>    <P>Conclusions. </B>The brief Zung’s self-rating depression scale exhibits psychometric properties similar to the long version. This brief scale can be used as a screening device in the general population.</P> <B>    <P>Key words: </B>validation studies, mass screening, urban population, adult.</P>     <P>La categor&iacute;a diagn&oacute;stica de trastornos depresivos incluye el trastorno depresivo grave, el trastorno dist&iacute;mico, los trastornos depresivos no espec&iacute;ficos (trastorno depresivo leve, trastorno depresivo leve recurrente y trastorno disf&oacute;rico premenstrual), as&iacute; como los trastornos depresivos debidos a condiciones m&eacute;dicas o inducidos por el uso de sustancias (1). El trastorno depresivo mayor es el m&aacute;s prevalente en la poblaci&oacute;n general colombiana. Sin embargo, la mayor&iacute;a de las personas no consulta por estos s&iacute;ntomas (2,3). De la peque&ntilde;a proporci&oacute;n de personas que informa estas manifestaciones, un n&uacute;mero reducido se identifica en la consulta m&eacute;dica general (4).</P>     <P>El trastorno depresivo mayor es el m&aacute;s discapacitante de los trastornos depresivos y deteriora en forma importante la calidad de vida, implica una alta carga de enfermedad (5), e incrementa significativamente el riesgo de presentar comorbilidad m&eacute;dica. Las personas deprimidas presentan, por ejemplo, una mayor frecuencia de enfermedades cardiovasculares que las no deprimidas (6), muestran una pobre adherencia a los tratamientos de enfermedades de larga evoluci&oacute;n como la diabetes o la hipertensi&oacute;n arterial (este grupo de pacientes sigue con menor frecuencia las prescripciones m&eacute;dicas) (7) y se ausentan con m&aacute;s frecuencia de los sitios de trabajo, lo que tiene un impacto negativo en la econom&iacute;a de las naciones (8).</P>     <P>Las escalas son instrumentos &uacute;tiles para la identificaci&oacute;n de posibles casos de trastorno depresivo mayor en grandes poblaciones. Se dispone de varias escalas para el tamizaje (9). Sin embargo, en Colombia la escala de Zung para la depresi&oacute;n es la m&aacute;s usada porque no es necesario comprar los formatos (no est&aacute; sujeta a derechos de autor) y es la m&aacute;s conocida, ya que se us&oacute; en los primeros estudios nacionales de salud mental por la facilidad al diligenciarla (10, 11).</P>     ]]></body>
<body><![CDATA[<P>La escala de Zung para la depresi&oacute;n es un instrumento que diligencia la propia persona y que consta de 20 componentes. Explora s&iacute;ntomas relacionados con la presencia de un episodio depresivo mayor y presenta un patr&oacute;n de respuesta ordinal de cuatro opciones (12). Esta escala ha mostrado propiedades psicom&eacute;tricas aceptables en diferentes poblaciones cl&iacute;nicas y no cl&iacute;nicas (13-15). Sin embargo, se han propuesto versiones con un menor n&uacute;mero de componentes. Estas versiones, que llamaremos abreviadas, se dise&ntilde;aron con el prop&oacute;sito de tamizar el trastorno depresivo grave en adultos mayores. Se consider&oacute; que un n&uacute;mero menor de componentes minimizaba el sesgo de respuesta relacionado con el cansancio que pod&iacute;a producir un instrumento de mayor longitud, y naturalmente reduc&iacute;a el tiempo dedicado a dar las respuestas (16-18).</P>     <P>Para abreviarlas incluso m&aacute;s, se ha propuesto el tamizaje con "escalas" de uno o dos componentes (19-21). Esta estrategia parece muy atractiva. No obstante, este tipo de instrumentos "ultrabreves" tiene varias limitaciones psicom&eacute;tricas. Primero, es muy poco factible que un &uacute;nico componente o una escala con menos de tres componentes abarque con suficiencia un constructo tan complejo como el concepto actual de episodio depresivo grave (22). Segundo, la confiabilidad de un solo componente es muy pobre si se com-para con escalas con un n&uacute;mero razonable de componentes (23).</P>     <P>Recientemente se propuso una versi&oacute;n abreviada de diez componentes de la escala de Zung para la depresi&oacute;n. Se observ&oacute; que esta escala reducida conservaba las propiedades psicom&eacute;tricas (validez de constructo y de criterio) de la escala de veinte componentes. Sin embargo, esta versi&oacute;n se construy&oacute; a partir del patr&oacute;n de respuesta de un n&uacute;mero reducido de estudiantes universitarios, en su mayor porcentaje de sexo femenino (24). Es importante la validaci&oacute;n en diferentes grupos poblacionales porque la validez y la confiabilidad de una escala var&iacute;a seg&uacute;n la poblaci&oacute;n en que se usa (25).</P>     <P>As&iacute; mismo, es &uacute;til disponer de una escala abreviada con probada validez de constructo y de criterio para tamizar el trastorno depresivo m&aacute;s frecuente en la poblaci&oacute;n general colombiana. Este es el primer paso para mejorar el proceso de identificaci&oacute;n de posibles casos y, en conse-cuencia, aumentar el n&uacute;mero de personas con tales s&iacute;ntomas adecuadamente tratadas, lo que podr&iacute;a reducir las consecuencias negativas asociadas con la presencia de este trastorno. Aunque la escala de Zung se dise&ntilde;&oacute; para cuantificar la gravedad de un episodio depresivo en personas hospitalizadas, en personas residentes en la comunidad general sin diagn&oacute;stico formal de episodio depresivo mayor muestra un comportamiento y unas limitaciones similares a las que exhibe la escala para la depresi&oacute;n del Centro de Estudios Epidemiol&oacute;gico (CES-D) (9). Este &uacute;ltimo instrumento se dise&ntilde;&oacute; para investigar el trastorno depresivo mayor en personas residentes en la comunidad (26).</P>     <P>En un par de informes precedentes se present&oacute; la validez de constructo y de criterio de la escala de Zung en la poblaci&oacute;n general colombiana (Campo-Arias A, D&iacute;az-Mart&iacute;nez LA, Rueda-Jaimes GE. <I>Factor analysis of the Zung’s self-rating depresi&oacute;n scale in the general population from Bucaramanga, Colombia: a gender comparison</I>. Enviado para publicaci&oacute;n<I>)</I>. </P>     <P>El objetivo de este trabajo fue validar (validez de constructo, validez de criterio y consistencia interna) una versi&oacute;n abreviada de diez componentes de la escala de Zung para la depresi&oacute;n en una muestra de adultos de la poblaci&oacute;n general de Bucaramanga. </P> <B>    <P>Materiales y m&eacute;todos</P> </B>    <P>Este estudio fue aprobado por el Comit&eacute; de &Eacute;tica de la Facultad de Medicina de la Universidad Aut&oacute;noma de Bucaramanga. Todos los participantes dieron su consentimiento por escrito despu&eacute;s de conocer y entender los objetivos del estudio.</P> <B><I>    <P>Muestreo</P> </B></I>    <P>Se tom&oacute; una muestra probabil&iacute;stica y representativa de 266 personas adultas de la poblaci&oacute;n general residente en el &aacute;rea urbana de la ciudad de Bucaramanga con base en el censo de predios del Plan de Ordenamiento Territorial. Se excluyeron las personas iletradas. Se hac&iacute;a un listado de las personas elegibles en cada hogar y posteriormente se eleg&iacute;a una mediante un listado de n&uacute;meros aleatorios. Si la persona escogida al azar no se encontraba, se establec&iacute;a una cita telef&oacute;nicamente. El grupo estudiado estuvo conformado por 152 mujeres (57,1%); la edad estaba comprendida entre los 18 y 65 a&ntilde;os (promedio 37,4 a&ntilde;os, DE = 13,1); el promedio de escolaridad formal fue de 9,8 (DE = 4,7) a&ntilde;os; 52,2% eran trabajadores y 56,8% manten&iacute;an una relaci&oacute;n de pareja estable (casados o en uni&oacute;n libre). Se seleccionaron al azar 355 predios con una reposici&oacute;n por posibles p&eacute;rdidas del 20%, de los cuales 26 se encontraron desocupados. Se excluyeron 14 personas por sus limitadas habilidades para la lectura y la escritura, 16 no fueron localizadas despu&eacute;s de tres citas y 33 se negaron a participar.<U> </P> </U><B><I>    ]]></body>
<body><![CDATA[<P>Tama&ntilde;o de la muestra</P> </B></I>    <P>Considerando las recomendaciones de Chmura (28), se necesitaba una muestra m&iacute;nima de 260 personas para una prevalencia actual de EDM de 15% basada en la prevalencia del episodio depresivo grave en la regi&oacute;n (29); la sensibilidad esperada era de 90% y la especificidad, de 75%.</P> <B><I>    <P>Medici&oacute;n de la escala de Zung y diagn&oacute;stico seg&uacute;n el SCID I</P> </B></I>    <P>La escala de Zung para la depresi&oacute;n consta de 20 componentes que indagan la presencia de s&iacute;ntomas durante las dos semanas previas. Es una escala en la que cada componente presenta cuatro opciones de respuesta: nunca, a veces, casi siempre y siempre. A cada componente se le da una puntuaci&oacute;n de uno a cuatro, 50,0% en sentido positivo y 50,0% en sentido inverso. La puntaci&oacute;n total puede oscilar entre 20 y 80 con un punto de corte de 40 para los s&iacute;ntomas depresivos de importancia cl&iacute;nica (12). El rendimiento operativo de la escala con un punto de corte de 40 aparece publicado en otro art&iacute;culo (27).</P>     <P>La aplicaci&oacute;n de la escala de Zung y el diagn&oacute;stico definitivo de episodio depresivo mayor fueron realizados uno a continuaci&oacute;n del otro de manera enmascarada e independiente por parte de dos profesionales entrenados y estandarizados para los efectos, quienes verificaron esto en el sitio de residencia del entrevistado. </P>     <P>Para los prop&oacute;sitos del presente estudio, el diagn&oacute;stico de episodio depresivo mayor con base en la entrevista estructurada del eje I del Manual Diagn&oacute;stico y Estad&iacute;stico de la Asociaci&oacute;n Psiqui&aacute;trica Americana (SCID-I) se estableci&oacute; como el patr&oacute;n de oro o est&aacute;ndar de referencia (30). </P> <B><I>    <P>Construcci&oacute;n de la escala abreviada</P> </B></I>    <P>Para escoger los componentes que formar&iacute;an la nueva versi&oacute;n se fueron eliminando aquellos que tuviesen una correlaci&oacute;n lineal de Pearson inferior a 0,5 con respecto a la puntuaci&oacute;n total de la escala. A pesar de que esta medida tiene sus limitaciones para variables ordinales, muestra una relaci&oacute;n importante con la "comunalidad" y el coeficiente de cada componente de una soluci&oacute;n de factores; generalmente, los componentes que exhiben una baja correlaci&oacute;n de Pearson presentan, igualmente, una pobre comunalidad y aportan muy poco a los factores (23,31,32). Para cada versi&oacute;n con menor n&uacute;mero de componentes se determinaba la curva de las caracter&iacute;sticas de receptor operador (ROC), y se la comparaba con la curva de la versi&oacute;n de 20 componentes mediante la prueba de DeLong, DeLong y Clarke-Pearson (33); si no era estad&iacute;sticamente distinta, se proced&iacute;a a eliminar el siguiente componente. Este procedimiento se realiz&oacute; hasta que la diferencia fue significativa (<I>p</I> &lt; 0,05), lo cual se present&oacute; en la versi&oacute;n de nueve componentes, por lo que se adopt&oacute; la versi&oacute;n de diez componentes.</P> <B><I>    <P>Validaci&oacute;n de la escala abreviada</P> </B>    <P>Validez de constructo.</I> A los diez componentes elegidos se les determin&oacute; la consistencia interna mediante el coeficiente de alfa de Cronbach (34). Para validar el constructo, es decir, para conocer los posibles factores o dominios de la escala, se extrajeron los componentes principales. Este proceso se inici&oacute; con la aplicaci&oacute;n de la prueba de la esfericidad de Bartlett para establecer las caracter&iacute;sticas de la matriz de los coeficientes (35). Para estimar la correlaci&oacute;n de los componentes con el constructo explorado se realiz&oacute; la prueba de adecuaci&oacute;n de la muestra de Kayser-Meyer-Olkin (36). Se verific&oacute; un an&aacute;lisis de factores por el m&eacute;todo de componentes principales. Se definieron como factores principales los que mostraron valores propios mayores de 1,40 (esto para evitar el exceso de factores que se pueden identificar cuando se toma el criterio de 1,0 &amp;#091;23,37&amp;#093;), y estaban formados por un n&uacute;mero m&iacute;nimo de tres componentes despu&eacute;s de la rotaci&oacute;n oblicua en caso de ser necesaria. La rotaci&oacute;n oblicua se aplic&oacute; porque se consideraba por anticipado que los s&iacute;ntomas que caracterizan un episodio depresivo grave est&aacute;n altamente relacionados (38). Se siguieron los mismos criterios para la selecci&oacute;n de los componentes del estudio colombiano antes citado con el fin de tener una comparaci&oacute;n m&aacute;s confiable (24).</P> <I>    ]]></body>
<body><![CDATA[<P>Validez de criterio.</I> Para escoger el mejor punto de corte para la escala abreviada se realiz&oacute; una curva ROC (38). Se estim&oacute; el mejor punto de corte seg&uacute;n la sensibilidad y la especificidad mostradas. A este punto se le calcul&oacute; sensibilidad, especificidad, valores predictivos, razones de probabilidad y concordancia producto del azar (kappa media de Cohen) (39), e intervalos de confianza del 95% (IC95%) cuando estaba indicado. </P>     <P>Los datos se procesaron en el paquete estad&iacute;stico STATA 9,0 (40).</P> <B>    <P>Resultados</P> </B>    <P>Con la entrevista cl&iacute;nica se identificaron 44 casos de episodio depresivo grave (16,5%). La nueva versi&oacute;n qued&oacute; formada por los componentes que se presentan en el </FONT><A HREF="#cuadro1">cuadro 1</A><FONT FACE="Arial">. El mejor punto de corte de la versi&oacute;n breve de diez componentes fue una puntuaci&oacute;n de 20; en el </FONT><A HREF="#cuadro2">cuadro 2</A><FONT FACE="Arial"> se muestran las propiedades psicom&eacute;tricas resultantes de la comparaci&oacute;n de la escala breve con el patr&oacute;n de oro.</P>     <P><A NAME="cuadro1"></A></P> </FONT>    <P ALIGN="CENTER"><IMG SRC="/img/revistas/bio/v26n3/3a11t1.gif"></P>     <P><A NAME="cuadro2"></A></P>     <P ALIGN="CENTER"><IMG SRC="/img/revistas/bio/v26n3/3a11t2.gif"></P> <FONT FACE="Arial">    <P>La consistencia interna de esta versi&oacute;n fue de 0,803 y la de la versi&oacute;n original de 20 componentes, de 0,832. La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa (c2 = 628,897; gl = 45, <I>p</I> &lt; 0,001). La prueba de adecuaci&oacute;n de la muestra de Kaiser-Meyer-Olkin fue excelente (0,835). Un &uacute;nico factor relevante compone esta versi&oacute;n abreviada y explica el 36,6% de la varianza. Para la versi&oacute;n de 20 componentes se identificaron dos factores que explicaban 25,3 y 10,7% de la varianza, respectivamente. No fue necesario hacer rotaci&oacute;n de los factores porque se extrajo un &uacute;nico factor principal. La soluci&oacute;n y la matriz de factores se presentan en el </FONT><A HREF="#cuadro3">cuadro 3</A><FONT FACE="Arial">. No se observ&oacute; diferencia significativa entre el &aacute;rea bajo la ROC entre la versi&oacute;n original (0,901, IC95% 0,857 a 0,945) y la versi&oacute;n breve (0,898, IC95% 0,852 a 0,944; <I>p</I> = 0,827). Estas curvas receptor operador aparecen en la </FONT><A HREF="#figura1">figura 1</A><FONT FACE="Arial">.</P>     <P><A NAME="figura1"></A></P> <B>    ]]></body>
<body><![CDATA[<P><A NAME="cuadro3"></A></P> </B>    <P ALIGN="CENTER"><IMG SRC="/img/revistas/bio/v26n3/3a11t3.gif"></P> </FONT>    <P ALIGN="CENTER"><IMG SRC="/img/revistas/bio/v26n3/3a11g1.jpg"></P> <B><FONT FACE="Arial">    <P>Discusi&oacute;n</P> </B>    <P>La escala abreviada de Zung para la depresi&oacute;n conserva todas las propiedades psicom&eacute;tricas de la escala original. El mejor punto de corte para estudios en la poblaci&oacute;n general es de 20, y conserva una alta sensibilidad y una buena especificidad.</P>     <P>La escala abreviada de Zung propuesta en el presente estudio muestra una buena validez de constructo y de criterio. Similar a la versi&oacute;n corta presentada por D&iacute;az <I>et al</I>., esta adaptaci&oacute;n mostr&oacute; una buena consistencia interna y un &uacute;nico factor importante que daba cuenta de algo m&aacute;s de un tercio de la varianza (24). As&iacute; mismo, estas versiones comparten nueve de los diez componentes, lo que sugiere que este grupo de componentes es el m&aacute;s sensible para identificar posibles casos de episodio depresivo mayor en la poblaci&oacute;n general (31). Los componentes en discrepancia, "haber tenido palpitaciones" y "se ha sentido &uacute;til y necesario" (componente 8 en esta versi&oacute;n abreviada dise&ntilde;ada con base en los datos de una muestra de la poblaci&oacute;n general, y componentes 15 en la versi&oacute;n propuesta a partir de los resultados en estudiantes universitarios, respectivamente), plantean la siguiente pregunta: ¿cu&aacute;l de estos componentes se deber&iacute;a utilizar en pr&oacute;ximas investigaciones o procesos de tamizaje? Los datos sugieren que el componente 8 incorporado en la presente versi&oacute;n abreviada se comporta mejor en personas con un amplio rango de edad y una escolaridad promedio, tal como sucede en la poblaci&oacute;n general, en tanto que el componente 15 incluido en la versi&oacute;n anterior de diez mostrar&iacute;a m&aacute;s sensibilidad en adultos j&oacute;venes con mayor escolaridad. Es necesario confirmar esta hip&oacute;tesis. </P>     <P>Sin duda esto corrobora que el desempe&ntilde;o de una escala y de un componente especial se ve fuertemente influenciando por las caracter&iacute;sticas de la poblaci&oacute;n que diligencia el instrumento (25). En &eacute;ste es importante resaltar que tanto la consistencia interna como el porcentaje de la varianza explicada por los factores fueron similares a los informados para la versi&oacute;n de 20 componentes (Campo-Arias A, D&iacute;az-Mart&iacute;nez LA, Rueda-Jaimes GE. <I>Factor analysis of the Zung’s self-rating depression scale in the general population from Bucaramanga, Colombia: a gender comparison</I>. Enviado para publicaci&oacute;n). La consistencia interna de ambas versiones estuvo por encima de 0,80. Se estima que este coeficiente es bueno cuando se encuentra entre 0,70 y 0,90 (41). No obstante, tal vez sea m&aacute;s diciente lo encontrado en la versi&oacute;n abreviada que se propone debido a que el valor de alfa de Cronbach es menos preciso cuando una escala tiene muchos componentes (por lo general, m&aacute;s de 20) (42). Con relaci&oacute;n a los factores identificados, en las mejores condiciones se espera que &eacute;stos den cuenta de al menos el 50% de la varianza (23). No obstante, los factores tanto de la versi&oacute;n de 20 componentes como de la versi&oacute;n de 10 explican algo m&aacute;s del 35% de la varianza (Campo-Arias A, D&iacute;az-Mart&iacute;nez LA, Rueda-Jaimes GE. <I>Factor analysis of the Zung’s self-rating depression scale in the general population from Bucaramanga, Colombia: a gender comparison.</I> Enviado para publicaci&oacute;n). Esto probablemente se deba a la baja "comunalidad", inferior a 0,30, mostrada por algunos componentes. Sin duda, los componentes excluidos presentaban valores inferiores. Esta situaci&oacute;n se presenta cuando se extrae un &uacute;nico factor. Como la comunalidad de cada componente es igual a la suma de los cuadrados del componente de cada factor, &eacute;sta se reduce en forma dram&aacute;tica cuando se identifica un solo factor que explica menos del 50% de la varianza (23,31). Cuando propuso la escala que lleva su nombre para determinar la gravedad de un episodio depresivo en personas hospitalizadas, Zung expuso que &eacute;sta abarcaba tres dominios, a saber, s&iacute;ntomas del estado de &aacute;nimo, s&iacute;ntomas cognoscitivos y s&iacute;ntomas vegetativos (12). El constructo actual de un episodio depresivo seg&uacute;n la Asociaci&oacute;n Psiqui&aacute;trica Americana est&aacute; conformado por la presencia diaria y durante la mayor parte del d&iacute;a en el curso de al menos dos semanas de por lo menos uno de dos s&iacute;ntomas principales (estado de &aacute;nimo deprimido y disminuci&oacute;n del inter&eacute;s por actividades que se consideran placenteras, o anhedonia) y de por lo menos otros cuatro s&iacute;ntomas secundarios o asociados (aumento o disminuci&oacute;n de peso, insomnio o hipersomnio, agitaci&oacute;n o entorpeci-miento psicomotor, fatiga o p&eacute;rdida de energ&iacute;a, ideas de minusval&iacute;a o de culpa excesiva, dificultad para concentrarse o indecisi&oacute;n y pensamientos de muerte o ideaci&oacute;n o intento suicida) (1). La versi&oacute;n de 10 componentes presentada incluye los s&iacute;ntomas principales y la mayor parte de los s&iacute;ntomas considerados secundarios de un episodio depresivo mayor (1). Se conservan los s&iacute;ntomas que est&aacute;n presentes incluso en los episodios de gravedad leve a moderada. S&iacute;ntomas m&aacute;s graves como las ideas recurrentes de muerte o el intento suicida se observan en los casos de mayor gravedad y se identifican con relativa facilidad con un instrumento de tamizaje o en una consulta m&eacute;dica habitual (43). El objeto del tamizaje en la depresi&oacute;n ser&iacute;a excluir a las personas no deprimidas y reconocer tempranamente los casos por debajo del umbral o leves en aquellas que tienen una prueba positiva (dado que aproxi-madamente s&oacute;lo uno de cada tres positivos seg&uacute;n la escala presentan realmente un episodio depresivo mayor), con el prop&oacute;sito de iniciar una intervenci&oacute;n temprana para evitar los costos emocionales y sociales de un episodio depresivo de mayor gravedad (44).</P>     <P>Adicionalmente, esta versi&oacute;n conserva un n&uacute;mero significativo de componentes con puntuaci&oacute;n reversa. Esta caracter&iacute;stica de la puntuaci&oacute;n es relevante para evitar el sesgo de marcar las respuestas siempre a la derecha (45).</P>     <P>Sin duda, un instrumento de menor n&uacute;mero de componentes tiene mejor aceptaci&oacute;n en la poblaci&oacute;n general. El diligenciamiento ser&aacute; m&aacute;s f&aacute;cil para personas con habilidades limitadas de lectoescritura, en personas con limitaciones cognoscitivas relacionadas con diferentes entida-des cl&iacute;nicas no diagnosticadas en la comunidad general, y en individuos con escasa disposici&oacute;n de tiempo. Es necesario tener presente que la identificaci&oacute;n de casos de trastorno depresivo grave en la poblaci&oacute;n general tiene un impacto realmente significativo si ello incrementa en forma proporcional el n&uacute;mero de personas adecuada-mente tratadas por este trastorno (46).</P>     <P>Probablemente, las propiedades mostradas por la versi&oacute;n abreviada en esta poblaci&oacute;n s&oacute;lo puedan extrapolarse a la regi&oacute;n andina colombiana. Las escalas presentar cambios significativos en las propiedades psicom&eacute;tricas relacionadas con factores culturales. De la misma forma, es prudente hacer algunas modificaciones ling&uuml;&iacute;sticas a los componentes para adaptarlos a las caracter&iacute;sticas del lenguaje de cada regi&oacute;n del pa&iacute;s (47). Es dable que una parte de las diferencias encontradas en la prevalencia de s&iacute;ntomas depresivos en Colombia se deba m&aacute;s a un sesgo inducido por el instrumento que a diferencias reales explicadas por otros factores (gen&eacute;ticos o ambientales).</P>     ]]></body>
<body><![CDATA[<P>Adem&aacute;s, es de suma importancia hacer ajustes en el punto de corte de la escala seg&uacute;n la poblaci&oacute;n estudiada. Algunas propiedades psicom&eacute;tricas se afectan muy desfavorablemente cuando la prevalencia del atributo o caracter&iacute;stica investigada presenta una baja prevalencia en la poblaci&oacute;n estudiada (48-50).</P>     <P>Quedan por definir dos propiedades importantes para la evaluaci&oacute;n de la confiabilidad de una prueba: primero, la reproducibilidad de la escala, sea la original o la abreviada, y segundo, la sensibilidad al cambio. Se conoce que la escala original de Zung tiene poca sensibilidad al cambio, por lo que no se recomienda para estudios de seguimiento (51). De tal suerte, se espera una alta correlaci&oacute;n "prueba reprueba" con esta escala. En mujeres universitarias colombianas Campo <I>et al</I>. observaron que la escala de 20 componentes mostraba una excelente reproducibilidad (r = 0,848) (52).</P>     <P>Se concluye que la escala abreviada de Zung para la depresi&oacute;n es un instrumento con una alta sensibilidad, una buena especificidad, una excelente consistencia interna y una importante homogeneidad. Es mandatorio ajustar el punto de corte para cada poblaci&oacute;n. Se necesita verificar las propiedades psicom&eacute;tricas de esta versi&oacute;n abreviada en otras regiones colombianas y en otros pa&iacute;ses. </P>     <P>Esta escala abreviada y validada, con el rendimiento establecido, determina que en condiciones de baja prevalencia, un puntaje inferior a 20 puntos virtualmente descarta la existencia de un episodio depresivo mayor.</P> <B>    <P>Conflicto de intereses</P> </B>    <P>Ning&uacute;n conflicto de intereses que declarar. </P> <B>    <P>Financiaci&oacute;n</P> </B>    <P>Este trabajo lo financi&oacute; la Direcci&oacute;n de Investigaciones de la Universidad Aut&oacute;noma de Bucaramanga (C&oacute;digo 2105). Actualmente, Adalberto Campo trabaja adem&aacute;s con la Universidad de Santander, la Universidad del Sin&uacute; en Cartagena y la Universidad de Cartagena.</P> </FONT><FONT FACE="Arial" SIZE=1>    <P>Correspondencia:</P>     <P>Adalberto Campo, Facultad de Medicina, Universidad Aut&oacute;noma de Bucaramanga, Calle 157 No 19-55, Ca&ntilde;averal Parque, Bucaramanga, Colombia.</P> </FONT>    ]]></body>
<body><![CDATA[<P><A HREF="mailto:acampoar@unab.edu.co">acampoar@unab.edu.co</A><FONT FACE="Arial" SIZE=1> , </FONT><A HREF="mailto:neuropsiquia@unab.edu.co">neuropsiquia@unab.edu.co</A><FONT FACE="Arial" SIZE=1>.</P>     <P>Recibido: 28/09/05; aceptado: 06/07/06</P> </FONT><B><FONT FACE="Arial">    <P>Referencias</P> </B>    <!-- ref --><P>1.<B>&#9;American Psychiatric Association.</B> Diagnostic and statistical manual of mental disorders. Fourth Edition. Washington DC: American Psychiatric Association; 2000.&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=S0120-4157200600030001100001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>2.<B>&#9;Posada-Villa JA, Trevisi C.</B> Prevalencia, severidad y necesidades no satisfechas del tratamiento de los trastornos de ansiedad, relacionados con sustancias, del estado de &aacute;nimo y del control de impulsos en adultos seg&uacute;n el Estudio Nacional de Salud Mental, Colombia, 2003. Medunab 2004; 7: 65-72.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000077&pid=S0120-4157200600030001100002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>3.<B>&#9;Posada-Villa JA, Aguilar-Gaxiola SA, Maga&ntilde;a CG, G&oacute;mez LC.</B> Prevalencia de trastornos mentales y uso de servicios: resultados preliminares del Estudio Nacional de Salud Mental, Colombia, 2003. Rev Colomb Psiquiatr 2004; 33: 241-62.&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=S0120-4157200600030001100003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>4.<B>&#9;Rodr&iacute;guez CE, Puerta G.</B> Prevalencia de s&iacute;ntomas de depresi&oacute;n y ansiedad en los pacientes de la consulta no psiqui&aacute;trica. Rev Colomb Psiquiatr  1997; 26: 273-88.&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=S0120-4157200600030001100004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>5.<B>&#9;&Uuml;st&uuml;n TB, Ayuso-Mateos  L, Chatterji S, Mathers C, Murray CJ.</B> Global burden of depressive disorders in the year 2000. Br J Psychiatry  2004; 184: 386-92.&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=S0120-4157200600030001100005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>6.<B>&#9;Allonier C, Chevalier A, Zins M, Catelinois O, Consoli  SM, Lahon G.</B> Anxiety or depressive disorders and risk of ischaemic heart disease among French power company employees. Int J Epidemiol  2004; 33: 779-86.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000081&pid=S0120-4157200600030001100006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>7.<B>&#9;Nothwehr F, Stump  T.</B> Health-promoting behaviors among adults with type 2 diabetes: findings from the Health and Retirement Study. Prev Med  2000; 30: 407-14.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000082&pid=S0120-4157200600030001100007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>8.<B>&#9;Thomas CM, Morris S.</B> Cost of depression among adults in England in 2000. Br J Psychiatry  2003; 183: 514-9.&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=S0120-4157200600030001100008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>9.<B>&#9;Pignone MP, Gaynes BN, Rushton JL, Burchell CM, Orleans CT, Mulrow CD, <I>et al</I>.</B> Screening for depression in adults: a summary of the evidence for the U.S. Preventive Services Task Force. Ann Intern Med  2002; 136: 765-76.&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=S0120-4157200600030001100009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>10.<B>&#9;Torres Y, Murelle L.</B> Estudio Nacional sobre Alcoholismo y Consumo de Sustancias Psicoactivas-Colombia 1987. Medell&iacute;n: Editorial Universidad de Antioquia; 1988.&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=S0120-4157200600030001100010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>11.<B>&#9;Torres Y, Posada J.</B> Estudio Nacional de Salud Mental y Consumo de Substancias Psicoactivas. Bogot&aacute;: Ministerio de 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=000086&pid=S0120-4157200600030001100011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>12.<B>&#9;Zung WW.</B> A self-report depression scale. Arch Gen Psychiatry  1965; 12: 63-70.&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=S0120-4157200600030001100012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>13.&#9;<B>Raft D, Spencer RF, Toomey T, Brogan D. </B>Depression in medical outpatients: use of the Zung scale. 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Criterion validity of the 10-item Center for Epidemiological Studies Depression Scale (CES-D). Arch Intern Med  1999; 159: 1701-4.&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=S0120-4157200600030001100017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>18.<B>&#9;Lelito RH, Palumbo LO, Hanley  M. </B>Psychometric evaluation of a brief geriatric depression screen. Aging Ment Health  2001; 5: 387-93.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000093&pid=S0120-4157200600030001100018&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>19.<B>&#9;Chochinov HM, Wilson KG, Enns M, Lander S.</B> " Are you depressed?" Screening for depression in the terminally ill.</FONT><FONT FACE="Arial" COLOR="#808080"> </FONT><FONT FACE="Arial">Am J Psychiatry 1997; 154: 674-6.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000094&pid=S0120-4157200600030001100019&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>20.<B>&#9;Mallon L, Hetta J.</B> Detecci&oacute;n de la depresi&oacute;n mediante cuestionarios: comparaci&oacute;n de una sola pregunta con los datos de la entrevista en una muestra de adultos de edad avanzada. 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Am Market Assoc  1999; 10: 127-31.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000097&pid=S0120-4157200600030001100022&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>23.<B>&#9;Streiner DL.</B> 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=000098&pid=S0120-4157200600030001100023&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>24.&#9;<B>D&iacute;az LA, Campo A, Rueda GE, Barros JA.</B> Propuesta de una versi&oacute;n abreviada de la escala de Zung. 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Appl Psychol Meas  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=000101&pid=S0120-4157200600030001100026&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>27.<B>&#9;Campo-Arias A, D&iacute;az-Mart&iacute;nez LA, Rueda-Jaimes  GE, Cadena LP, Hern&aacute;ndez NL.</B> Validation of Zung’s self-rating depression scale among the Colombian general population. Soc Behav Pers 2006; 34: 87-94.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000102&pid=S0120-4157200600030001100027&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><P>28.<B>&#9;Chmura H.</B> Evaluating medical test. Objective and quantitative guidelines. 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