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<publisher-name><![CDATA[Universidad del Valle]]></publisher-name>
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<article-title xml:lang="es"><![CDATA[Exploración de la validez de constructo de la escala de Zung para depresión en adolescentes escolarizados]]></article-title>
<article-title xml:lang="en"><![CDATA[Exploration of construct validity of the Zung’s self-rating depression scale among adolescent students]]></article-title>
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<institution><![CDATA[,Universidad Autónoma de Bucaramanga Facultad de Medicina ]]></institution>
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<abstract abstract-type="short" xml:lang="en"><p><![CDATA[Background: The Zung´s self-rating depression scale has been used in various Colombian studies among adolescents. However, its construct validation has not been yet reported. Objective: To validate the construct of the Zung´s self-rating depression scale in adolescent attending a low income public school at the city of Cartagena, Colombia. Method: A total of 408 students aged 13-17 years old (mean 14.7 years) completed the Zung´s self-rating depression scale considering the last two weeks, in the classroom, 50% boys and 50% girls. Internal consistency and factor analysis were computed. Results: The Cronbach’s alpha test was 0.689. The first factor (depressive mood) explained 15.8% of the variance and the second factor (cognitive and somatic complaints) accounted for 9.1% of the variance. Conclusions: The Zung´s self-rating depression scale in adolescents exhibits an acceptable internal consistency and a construct of two principal factors, like in adults.]]></p></abstract>
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<kwd lng="es"><![CDATA[Validez de constructo]]></kwd>
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</front><body><![CDATA[  <font face="Arial" size="+1">    <p align="center"><b>Exploraci&oacute;n de la validez de constructo de la escala de Zung para depresi&oacute;n en adolescentes escolarizados</b></p></font> <font face="Arial">    <p align="center"><b>Zuleima Cogollo, Enf.<sup>1</sup>, Carmen Elena D&iacute;az, Enf., M.Sc.<sup>1</sup>, Adalberto Campo, M.D.<sup>2</sup></b></p></font> <font face="Arial" size="-1">    <p align="justify">1. Profesora Asociada, L&iacute;nea de Atenci&oacute;n a los Colectivos, Grupo de Salud Mental y Familia, Facultad de Enfermer&iacute;a, Universidad de Cartagena, Cartagena, Colombia. e-mail: <a href="mailto:zcogollo@yahoo.com.mex">zcogollo@yahoo.com.mex</a> <a href="mailto:caeldimo@yahoo.com.mx">caeldimo@yahoo.com.mx</a>    <br> 2. Profesor Asociado, L&iacute;nea de Salud Mental, Grupo de Neuropsiquiatr&iacute;a UNAB, Facultad de Medicina, Universidad Aut&oacute;noma de Bucaramanga, Bucaramanga, Colombia. e-mail: <a href="mailto:acampoar@unab.edu.co">acampoar@unab.edu.co</a> <a href="mailto:campoarias@gmail.com">campoarias@gmail.com</a>    <br> Recibido para publicaci&oacute;n diciembre 2, 2005 Aceptado para publicaci&oacute;n marzo 15, 2006</p></font>
    <br>
<font face="Arial">    <p align="justify"><b>RESUMEN</b></p>     <p align="justify"><b>Antecedentes:</b> La escala de Zung para depresi&oacute;n se ha usado en varios estudios en adolescentes colombianos. No obstante, la validez de constructo de esta escala no se conoce en este grupo et&aacute;reo.</p>     <p align="justify"><b>Objetivo:</b> Validar el constructo de la escala de Zung para depresi&oacute;n en adolescentes que asist&iacute;an a un colegio ubicado en un estrato bajo de la ciudad de Cartagena, Colombia.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><b>M&eacute;todo:</b> Un grupo de 408 estudiantes entre 13 y 17 a&ntilde;os (promedio 14.7) diligenciaron en el aula de clase la escala de Zung para depresi&oacute;n, 50% mujeres y 50% varones. Se determin&oacute; la consistencia interna y los factores que componen esta escala.</p>     <p align="justify"><b>Resultados:</b> La consistencia interna de la escala fue 0.689 (alfa de Cronbach). Se observ&oacute; un primer factor principal (estado de &aacute;nimo deprimido) que explicaba el 15.8% de la varianza y un segundo factor (s&iacute;ntomas cognoscitivos y som&aacute;ticos) que daba cuenta de 9.1% de la varianza.</p>     <p align="justify"><b>Conclusiones:</b> En adolescentes, la escala de Zung para depresi&oacute;n muestra una aceptable consistencia interna y un constructo de dos factores principales, similar al observado en adultos colombianos.</p>     <p align="center"><b>Palabras clave:</b> Validez de constructo; Depresi&oacute;n; Adolescente; Estudiantes; Estudios de validaci&oacute;n.</p>     <p align="justify"><B>Exploration of construct validity of the Zung’s self-rating depression scale among adolescent students</b></p>     <p align="justify"><B>SUMMARY</b></p>     <p align="justify"><B>Background:</b> The Zung&#180;s self-rating depression scale has been used in various Colombian studies among adolescents. However, its construct validation has not been yet reported.</p>     <p align="justify"><B>Objective:</b> To validate the construct of the Zung&#180;s self-rating depression scale in adolescent attending a low income public school at the city of Cartagena, Colombia.</p>     <p align="justify"><B>Method:</b> A total of 408 students aged 13-17 years old (mean 14.7 years) completed the Zung&#180;s self-rating depression scale considering the last two weeks, in the classroom, 50% boys and 50% girls. Internal consistency and factor analysis were computed.</p>     <p align="justify"><B>Results:</b> The Cronbach’s alpha test was 0.689. The first factor (depressive mood) explained 15.8% of the variance and the second factor (cognitive and somatic complaints) accounted for 9.1% of the variance.</p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify"><B>Conclusions:</b> The Zung&#180;s self-rating depression scale in adolescents exhibits an acceptable internal consistency and a construct of two principal factors, like in adults.</p>     <p align="center"><b>Key words:</b>  Factor analysis, depression, adolescent, students, validation studies.</p>     <br>     <p align="justify">La escala de Zung para depresi&oacute;n es el instrumento de filtro para episodio depresivo mayor m&aacute;s conocido en Colombia. Esta escala se ha utilizado en varios estudios con adolescentes estudiantes de secundaria<a href="#1"><sup>1</sup></a>. Sin embargo, este instrumento s&oacute;lo cuenta con validez de constructo y de criterio en estudiantes universitarios y en poblaci&oacute;n general de la ciudad de Bucaramanga<sup>2,3</sup>.</p>     <p align="justify">Inicialmente, se plante&oacute; que la escala de Zung en adultos evaluaba tres grupos de s&iacute;ntomas o dominios, a saber, s&iacute;ntomas del estado de &aacute;nimo, som&aacute;ticos y cognoscitivos<a href="#4"><sup>4</sup></a>. Sin embargo, el comportamiento psicom&eacute;trico de una escala var&iacute;a seg&uacute;n la poblaci&oacute;n estudiada<sup><a href="#5">5</a></sup>.</p>     <p align="justify">Se han usado varias escalas de auto-informe para cuantificar s&iacute;ntomas depresivos en adolescentes. Las de m&aacute;s amplio uso se dise&ntilde;aron en su comienzo para poblaci&oacute;n adulta y despu&eacute;s se usaron y validaron en adolescentes de otros pa&iacute;ses. Entre estos instrumentos est&aacute;n la escala de Zung<a href="#4"><sup>4</sup></a>, el inventario de Beck<sup><a href="#6">6</a></sup> y la escala para depresi&oacute;n del Centro para Estudios Epidemiol&oacute;gicos (CES-D, de la sigla en ingl&eacute;s muy usada en espa&ntilde;ol)<sup><a href="#7">7</a></sup>. Otras escalas se dise&ntilde;aron sobre todo para cuantificar s&iacute;ntomas depresivos si se considera que el perfil de estas manifestaciones es algo distinto al observado en adultos, pues son m&aacute;s t&iacute;picas de este grupo et&aacute;reo. Del conjunto de instrumentos, el m&aacute;s conocido es el inventario de depresi&oacute;n infantil (CDI, de la sigla en ingl&eacute;s)<a href="#8"><sup>8</sup></a>. De estas escalas solamente la de Zung y la CES-D se pueden utilizar sin costos por derechos de autor<sup>4,7</sup>.</p>     <p align="justify">S&oacute;lo un estudio<a href="#9"><sup>9</sup></a> informa la validez de constructo de la escala de Zung en adolescentes. En &eacute;ste se observ&oacute; que la escala presentaba cuatro dominios: el primero compuesto por s&iacute;ntomas del estado del &aacute;nimo y de ansiedad, el segundo por retardo psicomotor y baja autoestima, el tercero por s&iacute;ntomas som&aacute;ticos y el cuarto por disminuci&oacute;n del apetito y del deseo sexual. Se se&ntilde;ala que la escala de Zung para depresi&oacute;n presenta algunas limitaciones de contenido. Tiene un n&uacute;mero limitado de puntos que exploran los elementos emocionales y un mayor n&uacute;mero de puntos para s&iacute;ntomas som&aacute;ticos que pueden dificultar el diagn&oacute;stico de episodio depresivo mayor en personas con enfermedades m&eacute;dicas concomitantes. Adem&aacute;s, esta escala muestra una sensibilidad pobre al cambio, lo que limita su utilidad a procesos de discriminaci&oacute;n y no sirve para valorar la severidad de un episodio depresivo mayor y su remisi&oacute;n en el tiempo<a href="#10"><sup>10</sup></a>.</p>     <p align="justify">Es muy importante conocer la validez de constructo de la escala de Zung para depresi&oacute;n en adolescentes colombianos. Este es un paso previo, antes de emprender la validaci&oacute;n de criterio de un instrumento de filtro. La identificaci&oacute;n temprana de posibles casos de episodio depresivo mayor en adolescentes estudiantes es de trascendencia capital. Los estudiantes que informan s&iacute;ntomas depresivos con importancia cl&iacute;nica se asocian con un pobre rendimiento acad&eacute;mico a corto plazo<a href="#11"><sup>11</sup></a>. De la misma forma, se observa que los adolescentes deprimidos alcanzan logros acad&eacute;micos menores y laborales a largo plazo<a href="#12"><sup>12</sup></a>.</p>     <p align="justify">El objetivo de este estudio fue determinar la validez de constructo de la escala de Zung para depresi&oacute;n en adolescentes estudiantes de un colegio p&uacute;blico de la ciudad de Cartagena, Colombia.</p>     <p align="justify"><B>M&Eacute;TODO</b></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify">El presente informe es un estudio de validaci&oacute;n de constructo de un instrumento de filtro. El Centro de Investigaciones Cient&iacute;ficas y Tecnol&oacute;gicas y el Comit&eacute; de &Eacute;tica de la Facultad de Medicina de la Universidad de Cartagena, aprobaron el estudio. Las autoridades de la instituci&oacute;n educativa y los estudiantes participantes dieron su consentimiento despu&eacute;s de conocer el riesgo m&iacute;nimo para la integridad f&iacute;sica y mental de los alumnos, como lo estipulan las normas colombianas para investigaci&oacute;n en salud <a href="#13"><sup>13</sup></a>.</p>     <p align="justify">Participaron en este estudio 408 estudiantes de un colegio p&uacute;blico localizado en la zona suroriental de Cartagena, que agrupa sectores de poblaci&oacute;n con bajos ingresos econ&oacute;micos. La edad de los estudiantes oscilaba entre 13 y 17 a&ntilde;os, con un promedio de 14.7 a&ntilde;os (DE=1.3), 204 mujeres y 204 varones y una escolaridad promedio de 8.5 a&ntilde;os (DE=1.5). La distribuci&oacute;n por edad y a&ntilde;o de escolaridad aparecen en el <a href="#cm2a3c1">Cuadro 1</a>.</p>     <p align="center"><a name="cm2a3c1"><IMG SRC="/img/revistas/cm/v37n2/2a3c1.jpg"></a></p>     <p align="justify">La escala de Zung para depresi&oacute;n es un instrumento que consta de veinte puntos que cuantifica s&iacute;ntomas depresivos durante las dos &uacute;ltimas semanas. Esta escala presenta un patr&oacute;n de respuesta tipo ordinal que se contesta: nunca, a veces, casi siempre y siempre. A cada pregunta se da una puntuaci&oacute;n de uno a cuatro, 50% en sentido positivo y 50% en sentido inverso. En consecuencia, el puntaje total puede oscilar entre 20 y 80 puntos<a href="#4"><sup>4</sup></a>.</p>     <p align="justify">Los datos se procesaron en el paquete estad&iacute;stico para ciencias sociales (SPSS, Windows 13.0)<a href="#14"><sup>14</sup></a>. A fin de conocer la consistencia interna de la escala se determin&oacute; el coeficiente alfa de Cronbach<a href="#15"><sup>15</sup></a>. El proceso de an&aacute;lisis de factores de la escala se inici&oacute; con la aplicaci&oacute;n de la prueba de esfericidad de Bartlett. Se esperaba un valor alto de chi<a href="#2"><sup>2</sup></a> y un valor de probabilidad menor de 5%<a href="#16"><sup>16</sup></a>. Seguidamente, se calcul&oacute; la adecuaci&oacute;n de la muestra de Kayser-Meyer-Olkin. Se considera que este coeficiente es aceptable cuando indica un valor superior a 0.60<a href="#17"><sup>17</sup></a>. La extracci&oacute;n de factores se hizo con el m&eacute;todo de an&aacute;lisis de los componentes principales, generalmente indicado para un an&aacute;lisis exploratorio. Para evitar la sobredeterminaci&oacute;n de factores se consideraron como principales s&oacute;lo aquellos que mostraban un valor propio o autovalor mayor de 1.40 y un n&uacute;mero m&iacute;nimo de tres &iacute;tems, despu&eacute;s de una rotaci&oacute;n oblicua indicada para extraer factores de un constructo muy relacionados entre s&iacute;<a href="#18"><sup>18</sup></a>.</p>     <p align="justify"><B>RESULTADOS</b></p>     <p align="justify">La consistencia interna de la escala fue 0.689. En el <a href="#cm2a3c2">Cuadro 2</a> se presentan los valores alfa de Cronbach al eliminar cada punto. La prueba de esfericidad de Bartlett fue chi<SUP>2</SUP> =881.2, gl=190 y p&lt;0.001. La prueba de adecuaci&oacute;n de la muestra de Kayser-Meyer-Olkin fue 0.740. El an&aacute;lisis de factores mostr&oacute; que la escala de Zung para depresi&oacute;n estaba compuesta de dos factores, uno representado por puntos que preguntan sobre el estado de &aacute;nimo y el segundo por s&iacute;ntomas cognoscitivos y som&aacute;ticos, que explicaban 24.9% de la varianza. En el <a href="#cm2a3c3">Cuadro 3</a> se presenta la matriz de los componentes.</p>     <p align="center"><a name="cm2a3c2"><IMG SRC="/img/revistas/cm/v37n2/2a3c2.jpg"></a></p>     <p align="center"><a name="cm2a3c3"><IMG SRC="/img/revistas/cm/v37n2/2a3c3.jpg"></a></p>     <p align="justify"><B>DISCUSI&Oacute;N</b></p>     ]]></body>
<body><![CDATA[<p align="justify">La escala de Zung para depresi&oacute;n en esta poblaci&oacute;n de adolescentes que asist&iacute;an a un colegio ubicado en una zona de bajos ingresos econ&oacute;micos de la ciudad de Cartagena, Colombia, mostr&oacute; una aceptable consistencia interna y dos factores principales (s&iacute;ntomas del estado de &aacute;nimo y s&iacute;ntomas cognoscitivos y som&aacute;ticos) que daban cuenta de aproximadamente 25% de la varianza.</p>     <p align="justify">En este estudio se observ&oacute; que la escala de Zung para depresi&oacute;n mostraba s&oacute;lo dos factores principales. Un hallazgo distinto mostraron Liu et al.<a href="#9"><sup>9</sup></a>, estos investigadores informaron que esta escala en adolescentes de China mostraba cuatro factores. Es comprensible que esta discrepancia se deba al punto de corte para el valor propio para considerar un factor como importante, en el presente estudio se tom&oacute; el valor de 1.40, mientras que en el estudio chino se tom&oacute; el punto de corte tradicional de 1.0. Se ha planteado que tomar el valor propio de 1.0 tiene la particularidad que sobrestima el n&uacute;mero de factores principales y esto dificulta la explicaci&oacute;n te&oacute;rica del constructo<a href="#18"><sup>18</sup></a>.</p>     <p align="justify">En estudiantes universitarios colombianos, la escala de Zung para depresi&oacute;n mostr&oacute; una mejor consistencia interna, en el rango ideal entre 0.80 y 0.902. El n&uacute;mero de factores principales se limit&oacute; a dos. Sin embargo, los dos factores identificados explicaban algo m&aacute;s de 36% de la varianza<a href="#2"><sup>2</sup></a>. En las mejores situaciones, se espera que los factores principales expliquen por lo menos 50% de la varianza<a href="#19"><sup>19</sup></a>. La observaci&oacute;n que estos factores expliquen menos de 50% de la varianza, tanto en estudiantes de secundaria como universitarios, sugiere que la homogeneidad de la escala no es razonablemente buena y, en consecuencia, de la misma forma, no abarcar de manera importante el constructo de episodio depresivo mayor. Esto hace necesario la revisi&oacute;n de los puntos incluidos. Probablemente, sea necesario eliminar los puntos con menores correlaciones y adicionar puntos nuevos que abarquen todo el espectro probable de s&iacute;ntomas que se pueden encontrar en un episodio depresivo mayor. A pesar de &eacute;stas y otras limitaciones antes anotadas que muestra la escala de Zung para depresi&oacute;n, se sigue usando en diversos contextos<a href="#10"><sup>10</sup></a>.</p>     <p align="justify">Es importante aclarar que la consistencia interna cuantifica el grado en que los puntos de una escala se correlacionan entre s&iacute;<a href="#20"><sup>20</sup></a>. Este coeficiente orienta en forma indirecta hacia la posible relaci&oacute;n de las preguntas con el constructo estudiado. No obstante, se considera que la forma m&aacute;s apropiada para evaluar matem&aacute;ticamente la validez de un constructo es la determinaci&oacute;n de los factores <a href="#17"><sup>17</sup></a>. Cuando una escala se compone de un &uacute;nico factor se dice que la escala es unidimensional y si muestra dos o m&aacute;s factores se califica como multidimensional<a href="#19"><sup>19</sup></a>. Adicionalmente, cuando se determinan los dominios que componen un constructo, es factible se&ntilde;alar a priori la posible relaci&oacute;n existente entre estos. Si se quieren extraer factores de un constructo no relacionado se debe realizar una rotaci&oacute;n octogonal o varimax a la soluci&oacute;n de factores. Si se pretende conocer los factores que guardan una relaci&oacute;n importante entre s&iacute;, est&aacute; indicado realizar una rotaci&oacute;n oblicua o promax <sup>18,19</sup>.</p>     <p align="justify">Antes se anot&oacute; que el comportamiento psicom&eacute;trico de una escala es relativamente distinto en cada poblaci&oacute;n. Se acepta que la consistencia interna de una escala es una propiedad seg&uacute;n la poblaci&oacute;n. Quiz&aacute;, se pueda afirmar, de igual manera, que la validez de constructo es una caracter&iacute;stica que cambia un poco de acuerdo con la poblaci&oacute;n en la que se aplica la prueba. Sin duda, esto sugiere que la validez de constructo, asimismo, debe ser suficientemente probada en diversos contextos sociales y culturales<sup>18-21</sup>.</p>     <p align="justify">Es incuestionable que la identificaci&oacute;n de posibles casos de episodio depresivo mayor en el contexto escolar carece de importancia, si no se realizan intervenciones eficaces y oportunas para inducir la remisi&oacute;n de estos s&iacute;ntomas<a href="#22"><sup>22</sup></a>. La presencia de s&iacute;ntomas depresivos importantes o de un trastorno depresivo mayor incrementan en forma notoria los comportamientos de riesgo psicosocial para la salud en adolescentes. Por ejemplo, los adolescentes deprimidos consumen con mayor frecuencia alcohol, cigarrillo y sustancias ilegales<sup>22-25</sup>.</p>     <p align="justify">Se concluye que la escala para depresi&oacute;n de Zung muestra una aceptable consistencia interna y conserva el mismo comportamiento factorial que se ha observado en la poblaci&oacute;n adulta colombiana. Se necesita la validaci&oacute;n de constructo de una escala que muestre mejores propiedades psicom&eacute;tricas en adolescentes estudiantes colombianos.</p>     <p align="justify"><B>AGRADECIMIENTOS</b></p>     <p align="justify">Este proyecto lo financiaron el Centro de Investigaciones Cient&iacute;ficas y Tecnol&oacute;gicas de la Universidad de Cartagena y el Centro de Investigaciones Biom&eacute;dicas, Facultad de Medicina, de la Universidad Aut&oacute;noma de Bucaramanga, Colombia.</p>     <p align="justify"><B>REFERENCIAS</b></p></font> <font face="Arial" size="-1">    ]]></body>
<body><![CDATA[<!-- ref --><p align="justify">1<a name="1"></a>. Rodr&iacute;guez DC, Dallos CM, Gonz&aacute;lez SJ, et al. Asociaci&oacute;n entre s&iacute;ntomas depresivos y consumo abusivo de alcohol en estudiantes de Bucaramanga, Colombia. Cad Saude Publica 2005; 21: 1402-1407.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000053&pid=S1657-9534200600020000400001&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 2<a name="2"></a>. D&iacute;az LA, Campo A, Rueda GE, Barros JA. Propuesta de una versi&oacute;n abreviada de la escala de Zung para depresi&oacute;n. Colomb Med 2005; 36: 168-172.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000054&pid=S1657-9534200600020000400002&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 3<a name="3"></a>. Campo-Arias A, D&iacute;az-Mart&iacute;nez LA, Rueda-Jaimes GE, Cadena LP, Hern&aacute;ndez NL. Validation of Zung’s self-rating depression scale among the Colombian general population. Soc Behav Person 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=000055&pid=S1657-9534200600020000400003&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 4<a name="4"></a>. Zung WWK. 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=000056&pid=S1657-9534200600020000400004&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 5<a name="5"></a>. Blacker D, Endicott J. Psychometric properties: concepts of reliability and validity. In: Rush AJ, Pincus HA, First MB, et al. Handbook of psychiatric measures. Washington, D.C.: American Psychiatric Association; 2002     &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000057&pid=S1657-9534200600020000400005&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref -->(CD-ROM).    <!-- ref --><br> 6<a name="6"></a>. Beck AT, Ward CH, Mendelson M, Mock J, Erbaugh J. An inventory for measuring depression. Arch Gen Psychiatry 1961; 4: 53-63.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000059&pid=S1657-9534200600020000400006&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 7<a name="7"></a>. Radloff LS. The CES-D scale: a self-report depression scale for research in the general population. 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=000060&pid=S1657-9534200600020000400007&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 8<a name="8"></a>. Kovacs M. Children’s depression inventory (CDI) manual. Toronto: Multi Health System; 1992.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000061&pid=S1657-9534200600020000400008&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 9<a name="9"></a>. Liu XC, Ma DD, Kurita H, Tang MQ. Self-reported depressive symptoms among Chineses adolescents. Soc Psychiatry Psychiatr Epidemiol 1999; 34: 44-47.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000062&pid=S1657-9534200600020000400009&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 10<a name="10"></a>. Campo-Arias A, Gonz&aacute;lez SJ, S&aacute;nchez ZM, Rodr&iacute;guez DC, Dallos CM, D&iacute;az-Mart&iacute;nez LA. Percepci&oacute;n de rendimiento acad&eacute;mico y s&iacute;ntomas depresivos en estudiantes de media vocacional de Bucaramanga, Colombia. Arch Pediatr Urug 2005; 76: 44-49.    &nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;[&#160;<a href="javascript:void(0);" onclick="javascript: window.open('/scielo.php?script=sci_nlinks&ref=000063&pid=S1657-9534200600020000400010&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 11<a name="11"></a>. Zung WWK. Zung self-rating depression scale (Zung SDS). In: Rush AJ, Pincus HA, First MB, et al. Handbook of psychiatric measures. Washington: American Psychiatric Association; 2002 (CD-ROM).    &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=S1657-9534200600020000400011&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 12<a name="12"></a>. Aalto-Setala T, Marttunen M, Tuulio-Henriksson A, Poikolainen K, L&ouml;nnqvist J. Depressive symptoms in adolescent as predictors of early adulthood depressive disorders and maladjustment. Am J Psychiatry 2002; 159: 1235-1237.    &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=S1657-9534200600020000400012&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 13<a name="13"></a>. 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. Santaf&eacute; de 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=000066&pid=S1657-9534200600020000400013&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><br> 14<a name="14"></a>. SPSS for Windows 13.0. Chicago: SPSS Inc.; 2005.    <!-- ref --><br> 15<a name="15"></a>. 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=000068&pid=S1657-9534200600020000400014&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 16<a name="16"></a>. Norman GR, Streiner DL. Bioestad&iacute;stica. Madrid: Mosby/Doyma Libros; 1996. p. 129-148.    &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=S1657-9534200600020000400015&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 17<a name="17"></a>. Kaiser HF. An index of factorial simplicity. Psychometrika 1974; 39: 31-36.    &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=S1657-9534200600020000400016&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 18<a name="18"></a>. Gorsuch RL. Exploratory factor analysis: its role in item analysis. J Pers Asses 1997; 68: 532-560.    &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=S1657-9534200600020000400017&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 19<a name="19"></a>. Streiner DL. Figuring out factors: the use and misuse of factor analysis. Can J Psychiatry 1994; 39: 135-140.    &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=S1657-9534200600020000400018&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 20<a name="20"></a>. Streiner DL. Diagnosing tests: using and misusing diagnostic and screening tests. J Pers Asses 2003; 81: 209-219.    &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=S1657-9534200600020000400019&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 21<a name="21"></a>. Rubio-Stipec M, Hicks MHR, Tsuang MT. Cultural factors influencing the selection, use, and interpretation of psychiatric measures. In: Rush AJ, Pincus HA, First MB, et al. Handbook of psychiatric measures. Washington, D.C.: American Psychiatric Association; 2002 (CD-ROM).    &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=S1657-9534200600020000400020&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 22<a name="22"></a>. Kroenke K. Depression screening is not enough (editorial). Ann Intern Med 2001; 134: 418-420.    &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=S1657-9534200600020000400021&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 23<a name="23"></a>. Lewinsohn PM, Rohde P, Brown RA. Level of current and past adolescent cigarette smoking as predictor of future substance use disorders in young adulthood. Addiction 1999; 94: 913-921.    &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=S1657-9534200600020000400022&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 24<a name="24"></a>. P&eacute;rez MA, Pinz&oacute;n-P&eacute;rez H. Alcohol, tobacco, and other psychoactive drug use among high school students in Bogot&aacute;, Colombia. J Sch Health 2000; 70: 377-380.    &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=S1657-9534200600020000400023&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --><!-- ref --><br> 25<a name="25"></a>. Vogel JS, Hurford DP, Smith JV, Cole AK. The relationship between depression and smoking in adolescents. Adolescence 2003; 38: 57-74.&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=S1657-9534200600020000400024&lng=','','width=640,height=500,resizable=yes,scrollbars=1,menubar=yes,');">Links</a>&#160;]<!-- end-ref --> ]]></body><back>
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