http://dx.doi.org/10.24016/2020.v6n3.171
ARTÍCULO ORIGINAL
Adaptación del
Inventario de Ansiedad de Beck en población de Buenos Aires
Adaptation
of the Beck Anxiety Inventory in population of Buenos Aires
Nicolás
Alejandro Vizioli 1 *, Alejandro Emilio Pagano 1
1
Universidad de Buenos Aires. Facultad de Psicología, Argentina.
* Correspondencia: nicovizioli@gmail.com.
Recibido: 02 de julio de
2020 | Revisado: 08 de septiembre de
2020 | Aceptado: 13 de septiembre de
2020 | Publicado Online: 16 de
septiembre de 2020.
CITARLO COMO:
Vizioli, N.
& Pagano, A. (2020). Adaptación del Inventario de Ansiedad de Beck en
población de Buenos Aires. Interacciones,
6(3), e171. https://doi.org/10.24016/2020.v6n3.171
RESUMEN
Introducción:
En la actualidad los trastornos de ansiedad
son los de mayor prevalencia a nivel mundial, llegando a una tasa del 5% en
Argentina en el año 2017. En ese sentido, el Inventario de Ansiedad de Beck
(BAI) es uno de los instrumentos más utilizados en investigación y clínica en
la actualidad. En su construcción uno de los objetivos fue evaluar síntomas de
ansiedad que no suelen evidenciarse en trastornos depresivos, motivo por el
cual resulta un test relevante para realizar un diagnóstico diferencial. El
objetivo de este estudio fue adaptar el BAI a población adulta de Buenos Aires. Método: Se realizó una traducción
directa del inventario y luego un juicio de expertos para evaluar la validez de
contenido. Se analizó la capacidad de discriminación de los reactivos y se
evaluó la validez estructural de los diferentes modelos encontrados en la
literatura. A su vez, se analizó la consistencia interna del instrumento. Resultados: La adaptación presenta
adecuada validez de contenido y los reactivos han demostrado discriminar de
forma adecuada. A su vez, a partir de los análisis factoriales confirmatorios
realizados se optó por la solución más parsimoniosa que indica la unidimensionalidad
del constructo aportando evidencia de validez de constructo. A su vez, la
adaptación presenta una adecuada consistencia interna. Se ofrecen valores
normativos tentativos. Conclusión: Se
han hallado evidencias de validez y confiablidad para la adaptación argentina
del BAI. Se lo considera un instrumento de gran utilidad clínica.
Palabras
clave: BAI; Ansiedad; Población de Buenos
Aires; Validez de Contenido; Validez de Constructo; Consistencia Interna.
ABSTRACT
Background: Currently, anxiety disorders are the most
prevalent worldwide, reaching a rate of 5% in Argentina in 2017. The Beck
Anxiety Inventory (BAI) is one of the instruments most used in research and
clinic today. In its construction, one of the objectives was to evaluate
anxiety symptoms that are not usually evident in depressive disorders, which is
why it is a relevant test to make a differential diagnosis. The objective of
this study was to adapt the BAI to the adult population of Buenos Aires. Methods: A direct translation of the
inventory and then an expert judgment to assess the content validity were
carried out. The discrimination capacity of the items was analyzed and the
structural validity of the test was evaluated according to different models
found in the literature. Also, the internal consistency of the instrument was
analyzed. Results: The adaptation
presents adequate content validity and the items have been shown to
discriminate adequately. As for the confirmatory factor analyzes, the most
parsimonious solution, which indicates the one-dimensionality of the construct,
was chosen, providing evidence of construct validity. In turn, the adaptation
presents adequate internal consistency. Tentative normative values are offered.
Conclusion: Evidence of validity and
reliability has been found for the Argentine adaptation of the BAI. It is
considered an instrument of great clinical utility.
Keywords: BAI; Anxiety; Population of Buenos Aires; Content
validity; Construct validity; Internal consistency.
INTRODUCCIÓN
Los
trastornos de ansiedad se ubican como los trastornos de mayor prevalencia a
nivel mundial (Ritchie & Roser, 2018).
En Argentina, los trastornos de ansiedad constituyen el grupo de mayor
prevalencia, seguidos por los trastornos del estado de ánimo (Stagnaro et al.,
2017). La relación entre ambos trastornos ha sido bien documentada en la
literatura investigativa. Inclusive, la similitud de los síntomas entre los
trastornos de ansiosos y depresivos pueden dificultar la investigación, el
diagnóstico y el tratamiento (Mountjoy y Roth, 1982). Esta problemática puede
explicarse debido a los sesgos cognitivos que comparten ambas patologías, así
como a su frecuente comorbilidad. En este sentido, los sesgos cognitivos en el juicio
y la interpretación de las situaciones son comunes para ambos trastornos, así
como el afecto predominantemente negativo (Mineka,
Watson & Clark, 1998).
En relación a la comorbilidad existente entre trastornos
ansiosos y depresivos, se ha hallado que gran parte de las personas con trastornos
de ansiedad también experimentan trastornos depresivos, y viceversa (Gorman, 1996). Inclusive,
se han elaborado tratamientos transdiagnósticos que permitieran trabajar con
ambas problemáticas, como es el caso del protocolo unificado propuesto por Barlow
et al. (2016). Este protocolo se caracteriza por abordar el mecanismo en común
subyacente a ambos trastornos: la regulación emocional. A este respecto, se ha
hallado que las estrategias desadaptativas de regulación emocional pueden ser
procesos en común a través de diversos trastornos psicológicos (Aldao et al., 2010).
Por
otro lado, eventos calamitosos tales como desastres naturales o atentados,
pueden causar un aumento sustancial en la sintomatología ansiosa (Clark & Beck, 2011). En
2020, distintos países del mundo se han visto afectados por la pandemia por
COVID-19. El impacto psicológico ocasionado por esta situación ha provocado un
aumento en la sintomatología ansiosa y la depresiva (Rajkumar, 2020).
En
este contexto, la evaluación y seguimiento de las problemáticas asociadas a la
ansiedad es fundamental, dado que imponen una gran carga individual y social,
tienden a ser crónicos y pueden ser incapacitantes (Lépine, 2002). En
concordancia, se ha hallado que los trastornos de ansiedad y depresión implican
gran parte de los recursos económicos destinados al tratamiento de trastornos
psicológicos (Ruiz-Rodríguez, 2017). Sin embargo, se ha estimado que solo un
cuarto de las personas que cumplen con los criterios de trastornos de ansiedad
han recibido tratamiento (Alonso et al., 2018).
Debido
a lo antes mencionado, es preciso contar con instrumentos válidos y confiables
que permitan realizar una correcta medición de la ansiedad y puedan discriminación
estos cuadros de los trastornos depresivos. En este sentido, el Inventario de
Ansiedad de Beck (BAI; Beck et al., 1988) fue diseñado con un doble objetivo: medir la ansiedad de manera
valida y confiable y discriminar la ansiedad de la depresión (Sanz & Navarro, 2003). Este instrumento de
evaluación de ansiedad además es el más citado en las bases de datos científicas
(Piotrowski, 2018), así como uno de los más
utilizados en población clínica y no clínica tanto en la práctica
psicoterapéutica como en la investigación (Magán et al., 2008).
Por ello, el objetivo general de la presente
investigación consistió en efectuar la adaptación conceptual, lingüística y
métrica del Inventario de Ansiedad de Beck en población general adulta de la
Ciudad de Buenos Aires y el Conurbano Bonaerense. De esta manera, los objetivos
específicos propuestos fueron a) examinar evidencias de validez de contenido;
b) analizar la capacidad de discriminación de los ítems; c) obtener evidencias
de validez estructural y de constructo; d) estudiar la consistencia interna de
las puntuaciones; e) establecer valores normativos.
MÉTODO
Participantes
El
muestreo fue no probabilístico, intencional. La muestra estuvo compuesta por
269 sujetos, de los cuales 49,4% residían en la Ciudad Autónoma de Buenos Aires
y el 50,60% en la Provincia de Buenos Aires. En relación al género el 37,5%
fueron varones, el 60,6% mujeres y el 1,9% prefirió no comunicarlo. En cuanto a
la edad de los participantes hubo casos entre 18 y 76 años (M=32,35, DE=12,17).
Respecto al nivel educativo el 1,5% presentó primario completo, el 57,5% el
secundario completo y el 41% informó tener el universitario completo. Por
último, se consultó si se les había diagnosticado alguna problemática
psicológica, el 86,2% indicó no haber sido diagnosticado, el 7,1% mencionó
tener diagnóstico de un trastorno de ansiedad, el 3,3% de depresión y el 3,4%
restante otras problemáticas tales cómo estrés post traumático, trastornos alimentarios
y de personalidad.
Instrumentos
En primer lugar, se
diseñó un cuestionario sociodemográfico
para recopilar información referida al lugar de residencia, edad, género, nivel
educativo e historial de diagnósticos psicológico.
En
segundo lugar, se utilizó la versión traducida al español del Beck Anxiety Inventory (BAI, Beck,
Epstein, Brown & Steer, 1988). Este inventario presenta 21 ítems con un
formato diseñado para evaluar la gravedad de la sintomatología de ansiedad
clínica. Cada ítem BAI refleja un síntoma de ansiedad y para cada uno, los
encuestados califican el grado en que fueron afectados por él durante la última
semana, en una escala Likert de 4 puntos, que va de 0 (Para nada) a 3 (Severamente –
me molestó mucho). Con respecto a la puntuación, a cada elemento se le
asignan de 0 a 3 puntos, dependiendo de la respuesta del individuo y, después
de agregar directamente la puntuación de cada elemento, se puede obtener una
puntuación total, que va de 0 a 63.
Procedimiento
La
recolección de unidades de análisis se realizó mediante la utilización de
plataformas virtuales. Se incluyó un consentimiento informado en el cual se especificaron
los detalles de los objetivos de la presente investigación junto con las
garantías de confidencialidad y anonimato. Se les explicó a los participantes que
podían desistir de participar en el momento que lo consideraran y a su vez se
les brindó un mail para comunicarse en caso de que al responder el cuestionario
sintieran malestar.
Análisis
de datos
En primer lugar, se realizó la traducción del
inventario según las recomendaciones de Muñiz et al. (2013), mediante el método
de traducción directa con el objetivo de hallar la equivalencia lingüística y
cultural. Para esto, se solicitó a tres expertos bilingües con experiencia en
traducción de instrumentos que realizaran, cada uno, una traducción directa del
cuestionario del inglés al español. Una vez obtenidas las tres versiones en
español se procedió a convocar un comité de expertos que pudieran analizar las
traducciones realizadas, de esta forma se seleccionaron luego las traducciones
más adecuadas en términos lingüísticos y culturales.
El juicio de expertos (Andreani, 1975) fue
llevado adelante a partir de las recomendaciones de Escobar-Pérez y
Cuervo-Martínez (2008). Los criterios para seleccionar estos jueces fueron: a)
experiencia previa en la realización de juicio de expertos b) experticia en
psicometría y evaluación psicológica c) conocimientos sobre psicopatología e)
conocimiento sobre el constructo ansiedad. Una vez seleccionados los cinco
jueces expertos se preparó las instrucciones y planillas para entregárselas
mencionándoles los objetivos del estudio y la consigna respecto al juicio que
se esperaba que realizaran. Para evaluar la claridad semántica y sintáctica los
jueces expertos utilizaron una escala likert de cuatro puntos donde 1 indicaba
“diferente”, 2 “bastante diferente” 3, “bastante
similar” y 4 “idéntico”, esto
hacía referencia a si el reactivo se comprendía fácilmente, en nuestro contexto
cultural. Por otro lado, para evaluar la coherencia de las traducciones los
jueces expertos utilizaron una escala likert de cuatro puntos donde 1 indicaba
“no cumple con el criterio”, 2 “bajo nivel” 3, “moderado nivel” y 4 “alto
nivel”, esto hacía referencia a así el reactivo tiene lógica respecto a la
dimensión o indicador que está midiendo. Por último, para evaluar la relevancia
de las traducciones los jueces expertos utilizaron una escala likert de cuatro
puntos donde 1 indicaba “no cumple con el
criterio”, 2 “bajo nivel” 3, “moderado nivel” y 4 “alto nivel”, esto hacía referencia a así
el reactivo era esencial o muy importante y debía ser excluido.
A través de estas escalas cada experto respondió leyendo el
reactivo de la versión original y luego puntuó cada una de las tres
traducciones estableciendo la equivalencia semántica, la coherencia y la
relevancia de los reactivos según las
recomendaciones de Tornimbeni et al. (2008). De esta forma la versión final
quedó conformada por los reactivos que mayor puntuación obtuvieron por los
jueces. A su vez se estableció un apartado de observaciones indicándole al juez
que realizara las observaciones respecto a la congruencia del reactivo con la
dimensión y aspectos sintácticos que quisiera resaltar.
Una vez que se obtuvieron los resultados de cada
uno de los jueces se confeccionó una planilla con todas las valoraciones a
partir de la cual se estimó el porcentaje de acuerdo (Tinsley y Weiss, 1975) y
el coeficiente V de Aiken (Aiken, 1985) del juicio realizado por todos los
jueces. Estos indicadores de acuerdo están representados por valores que van de
En segundo lugar, según las recomendaciones de
Hogan (2004), se realizó un análisis de discriminación de los ítems, brindando
información sobre la capacidad de un reactivo para diferenciar en términos
estadísticos a los individuos que tienen un mayor valor de la variable de
quienes tienen un menor nivel. Se utilizó el método interno de comparación
entre extremos (Muñiz, 2005), dividiendo en cuartiles la muestra respecto a la
puntuación total obtenida. Una vez realizado esto, se realizó una comparación de
los valores de cada ítem en los dos grupos –cuartil 1 y cuartil 4-,
determinando de esta forma qué ítems discriminan de forma adecuada. Para
realizar esto se utilizó el estadístico U de Mann Whitney, ya que los ítems no
cumplieron el supuesto de normalidad.
En tercer lugar, se evaluó la validez
estructural del BAI. Para ello, se probaron tres modelos difundidos en la
literatura: el de un factor (Magán et al., 2008), el original de dos factores
(Beck et al., 1988), y el de cuatro factores (Osman et al., 1993). Debido a que
los datos no cumplieron criterio de normalidad y el formato de respuesta del
BAI, siguiendo el criterio adoptado por Osman et al. (1997), se procedió la
realización de análisis de las matrices de covarianzas mediante la prueba
elíptica con mínimos cuadrados reponderados (Browne, 1984) con el software
estadístico EQS versión 6.1.
Se consideraron los siguientes índices de
bondad de ajuste: x2 dividido por los grados de libertad
(valores ≤ 5,0 indican un buen ajuste); NNFI (Non-Normed Fit Index); CFI
(Comparative Fit Index), RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) y SRMR
(Standarized Root Mean-Square Residual). De acuerdo a los criterios
especificados por Kline (2011) y Schumacker & Lomax (2016) se considera un
ajuste aceptable valores mayores o iguales a .90 en NNFI y CFI y valores
menores o iguales a .06 en RMSEA y menores a .08 en SRMR. A su vez, se tuvo en
cuenta el AIC (Akaike’s Information Criterion), que arroja valores relativos.
El mejor modelo será el que obtenga un AIC más bajo. La validez de constructo
se evaluó a través del examen de las cargas factoriales. Se consideraron
adecuados valores superiores a .30 (Nunnally & Bernstein, 1994).
Por último, para evaluar la consistencia
interna se calcularon los índices de fiabilidad α ordinal y ω ordinal
(McDonald, 1999), a partir de matrices de correlaciones policóricas. Para ello
se empleó el programa R versión 3.6.0 y los siguientes paquetes de R:
GPArotation (Bernaards, & Jennrich, 2005), psych (Revelle, 2018) y Rcmdr
(Fox, & Bouchet-Valat, 2019). Se reportó también el coeficiente ρ de
fiabilidad compuesta (Bentler, 1968), a partir de las cargas estandarizadas de
los ítems que componen al inventario. A su vez, se calcularon las correlaciones
corregidas ítem-factor, considerando como adecuados valores superiores a .40.
(Nunnally & Bernstein, 1994).
Para establecer valores normativos se
calcularon puntajes percentilares con el software SPSS versión 26, en
concordancia con las recomendaciones de Sanz (2014).
Aspectos éticos
Se explicó por escrito la finalidad del estudio,
antes de comenzar la administración. Todos los participantes dieron su
consentimiento. El consentimiento informado expuso las características de la
participación, que fue anónima, voluntaria y sin compensación. Al finalizar la
administración, se hizo llegar a los participantes el documento que contiene
las recomendaciones para afrontar la pandemia, publicado por la Facultad de
Psicología de la Universidad de Buenos Aires (2020).
RESULTADOS
Para obtener evidencias de validez de contenido
se llevó adelante el juicio de expertos, donde a partir de las tres
traducciones y las indicaciones de los cinco jueces se seleccionaron los 21
ítems. Respecto a los tres criterios establecidos -equivalencia
semántica, coherencia y relevancia- los ítems
que conformaron la versión definitiva, obtuvieron porcentajes de acuerdo entre
.80 y 1, adecuados según la literatura (Voutilainen & Liukkonen, 1995,
citado en Hyrkäs et al., 2003) a excepción del ítem 4 -Unable to relax- cuyo
índice de claridad semántica estuvo por debajo de .80, su traducción fue
“Incapacidad para relajarme”. En este ítem particularmente uno de los jueces
cuestionó que el mismo estuviera redactado en primera persona, atendiendo a
esta observación se decidió modificar el reactivo por lo que la versión final
terminó siendo “Incapacidad para relajarse”.
A su vez, los coeficientes V de Aiken oscilaron
entre valores de
En
conclusión, el juicio de expertos ha brindado resultados valiosos en relación
al análisis y modificación de las traducciones directas realizadas por los
jueces bilingües de forma tal que se han podido detectar determinadas
inconsistencias que fueron corregidas o en algunos casos serán tenidas en
cuenta en los análisis de reactivos posteriores.
Respecto del análisis de los reactivos, en
la tabla 2 se puede observar los resultados de la comparación de los ítems
según el cuartil 1 y el cuartil 4 obtenidos por la puntación total de cada caso.
Las diferencias fueron significativas en todos los casos p < .01 (α = .01), a excepción del ítem 19, esto indicaría
que todos ellos discriminan de forma adecuada. Respecto al ítem 19 -Sensación
de desvanecimientos o desmayos- se debe señalar que el mismo solo obtuvo
respuestas de 1 y 2 puntos en la escala likert en toda la muestra. Es probable
que si bien el poder discriminación del ítem 19 no resultó adecuado el mismo
tenga una utilidad clínica a nivel cualitativo, por esta razón, se decidió
conservarlo y evaluarlo a partir del análisis factorial confirmatorio realizado.
Para examinar la estructura factorial se
probaron 3 modelos: el de un factor, el original de dos factores y el de cuatro
factores, a través de un análisis factorial confirmatorio realizado de a partir
del análisis de las matrices de covarianzas mediante la prueba elíptica con
mínimos cuadrados reponderados.
En cuanto al modelo de un solo factor, los
índices de bondad de ajuste fueron los siguientes: χ2(184)=355,37; CFI=0,96;
NNFI=0,95; RMSEA=0,06; SRMR=0,07; AIC=-12,63. Respecto del modelo de dos
factores, los índices de bondad de ajuste obtenidos fueron: χ2(188)=570,91;
CFI=0,91; NNFI=0,90; RMSEA=0,09; SRMR=0,08; AIC=-194,91. En relación al modelo
de cuatro factores, se obtuvieron los siguientes índices de bondad de ajuste:
χ2(183)=352,96; CFI=0,96; NNFI=0,96; RMSEA=0,06; SRMR=0,07; AIC=-13,05 (Tabla 3).
Estos resultados indican que el modelo más adecuado es el de un factor.
Con respecto de la validez de constructo,
las cargas factoriales estandarizadas, se obtuvieron puntuaciones mayores a
> .40 en todos los casos excepto en el ítem 19: “sensación de desvanecimientos
o desmayos”, cuya carga estandarizada fue de 0,27 (Tabla 4).
En relación a la consistencia interna, se
calcularon el alfa y el omega ordinales para el único factor que conforma la
totalidad del inventario. Se obtuvieron α ordinal =0,93, ω ordinal = 0,95. En
cuanto a la confiabilidad compuesta, se obtuvo ρ=0,92. Las correlaciones
corregidas ítem-factor, se han obtenido valores satisfactorios para todos los
ítems excepto para el ítem 27 (Tabla 4).
En relación a la formulación de valores
normativos, en la Tabla 5 se ofrecen puntajes percentilares correspondientes a
las puntuaciones de la adaptación argentina del BAI.
DISCUSIÓN
El objetivo general de la presente
investigación consistió en efectuar la adaptación conceptual, lingüística y
métrica del Inventario de Ansiedad de Beck en población general adulta de Buenos
Aires Los objetivos específicos propuestos fueron a) examinar evidencias de
validez de contenido; b) analizar la capacidad de discriminación de los ítems;
c) obtener evidencias de validez estructural y de constructo; d) estudiar la
consistencia interna de las puntuaciones; 3) establecer valores normativos.
Siguiendo las recomendaciones de Muñiz et al.
(2013), se decidió realizar una traducción directa del cuestionario, los jueces
expertos evaluaron la claridad semántica y sintáctica de la versión adaptada. De
esta forma brindaron información relevante para corregir aspectos lingüísticos
en algunos casos –ítem 4- y culturales donde se utilizaron palabras más
representativas de la sintomatología en nuestra cultura –ítems 6 y 13-. A su
vez, se realizó una modificación en el ítem 19 a partir del cambio producido en
el DSM 5. En la nueva versión del manual se informa que el criterio diagnóstico
del trastorno de pánico, desvanecimiento y desmayo, se relaciona con percepción
de pérdida de control o muerte y se especificó que el criterio debe contemplar
la sensación ya que es propio del trastorno que la persona perciba esa
sensación y no siempre la misma llegue a ser concreta (American Psychological Association, 2013). Por lo antes mencionado se procedió a modificar el ítem 19
“Desvanecimientos o desmayos” por “Sensación de desvanecimientos o desmayos”.
Los cambios antes mencionados dan cuenta de un proceso de traducción que
contempló la actualización y el contexto de aplicación del instrumento.
Por otro lado, los valores aceptables de
porcentaje de acuerdo y V de Aiken en la dimensión de relevancia, evaluada por
los jueces expertos, da cuenta de que la versión adaptada presenta una adecuada
validez de contenido. A su vez, los coeficientes de confiabilidad que en todos
los casos superan .90 aportan una mayor evidencia de la consistencia interna
que presenta el cuestionario. Esto indica que los reactivos que conforman el
contenido de la prueba son una muestra representativa de la sintomatología
ansiosa que pretende medir el cuestionario. No obstante, el ítem 10 ha sido
cuestionado por los jueces en cuanto a la pertinencia para evaluar
sintomatología ansiosa, sin embargo, tanto la prueba de comparación entre
extremos (que da cuenta de un poder de discriminación adecuado del reactivo)
cómo el AFC donde el ítem presenta una carga factorial alta, dan cuenta de la
pertinencia del mismo en el test. Sería adecuado evaluar los ítems antes
mencionado en pruebas de validez convergente y discriminante.
Por otra, a excepción del ítem 19, los ítems
han demostrado un poder de discriminación adecuado en todos los casos, a partir
de separar la muestra en cuartiles en función de la puntuación total se
evidenció que los ítems discriminan de forma adecuada entre los que tienen
mayor y menor sintomatología ansiosa. En lo referido al ítem 19 cómo se
mencionó anteriormente al ser un ítem específico del trastorno de pánico
debería estudiarse en población clínica para poder evaluar su poder de
discriminación según el trastorno de ansiedad.
En relación a la validez estructural, si bien
los tres modelos estudiados obtuvieron índices de bondad de ajuste adecuados,
se halló que el mejor modelo es de un factor. Este resultado coincide con la
investigación de Magán et al., 2008, quienes al realizaron la adaptación del
instrumento en población española y encontraron que la solución más adecuada
era de un factor global de ansiedad. En este sentido, los resultados no son
coincidente con la estructura original de dos factores (Beck et al., 1988). En
ese sentido, Bardhoshi, Duncan & Erford
(2016), en un meta análisis psicométrico sobre las propiedades de las versiones
inglesas del BAI, hallaron que los estudios han reportado soluciones de 1 a 6
factores. De manera tal que las particularidades poblacionales podrían incidir
en la estructura factorial del instrumento.
Al analizar las cargas estandarizadas de los ítems, se hallaron valores
satisfactorios en todos los casos, excepto nuevamente en el ítem 19, “Sensación
de desvanecimientos o desmayos”. Este resultado puede explicarse debido a que
el reactivo hace referencia a un criterio diagnóstico específico únicamente del
trastorno de pánico para el DSM 5. Es importante aclarar que otros trastornos de ansiedad
pueden cursar con episodios de pánico por lo cual se resalta el valor de
conservar el reactivo cómo un indicador cualitativo relevante incluyéndolo en
la versión final de la adaptación argentina del inventario. No obstante, se recomienda analizar las propiedades psicométricas del inventario en
muestras más grandes, así como en población clínica para reevaluar su
funcionamiento.
Tomando en cuenta el cuarto objetivo a saber estudiar la consistencia interna de las
puntuaciones, se obtuvieron valores excelentes en los tres índices calculados,
de acuerdo al criterio establecido por George & Mallery (2003): α ordinal =0,93, ω ordinal = 0,95, y
confiabilidad compuesta ρ=0,92.
En relación al último objetivo a saber establecer valores normativos, se ofrecen
puntajes percentilares obtenidos a partir de la aplicación del BAI. Si bien
estos valores normativos pueden ser orientativos en relación al nivel global de
ansiedad, se sugiere interpretarlos cuidadosamente y tomarlos como tentativos.
Dado el pequeño tamaño muestral y la no representatividad de la muestra.
Para concluir, la adaptación argentina del
Inventario de Ansiedad de Beck es un instrumento válido y confiable, para la
evaluación de la sintomatología ansiosa de adultos de la Buenos Aires. Al
tratarse de un instrumento breve y de sencilla administración, se lo considera
de gran utilidad para realizar tareas de seguimiento en el contexto actual, así
como para valorar intervenciones psicoterapéuticas.
En cuanto a las limitaciones del estudio
realizado, en primer lugar puede mencionarse el reducido tamaño y el carácter
no probabilístico de la muestra recogida. Futuras investigaciones podrán tomar
muestras más grandes y representativas, así como de distintas regiones del
país, para tener una visión global acerca del fenómeno de interés.
En segundo lugar, aún con la evidencia
obtenida, se requieren nuevos estudios que permitan analizar la constancia
factorial a través de diferentes muestras, así como de validez convergente y
discriminante. Puntualmente, para estudiar el poder discriminativo del BAI en
relación con la sintomatología depresiva.
En tercer lugar, se sugiere que estudios
posteriores indaguen invarianza de distintas variables sociodemográficas como
el género o la edad, para asegurarse de que la estructura factorial sea constante
en distintos grupos.
ORCID
Nicolás Alejandro
Vizioli https://orcid.org/0000-0002-6113-6847
Alejandro Emilio
Pagano https://orcid.org/0000-0003-4817-9145
CONTRIBUCIÓN DE LOS
AUTORES
Nicolás Alejandro
Vizioli: Conceptualización, metodología, software, validación, análisis formal,
investigación, escritura – borrador original, escritura-revisión,
visualización.
Alejandro Emilio
Pagano: Conceptualización, metodología, software, validación, análisis formal,
curación de datos, escritura – borrador original, visualización.
FINANCIAMIENTO
Investigación
autofinanciada.
CONFLICTO DE INTERESES
Los autores
declaran que no hay conflicto de intereses.
AGRADECIMIENTOS
No aplica.
PROCESO DE REVISIÓN
Este estudio ha sido revisado por pares externos en modalidad de doble
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Los autores manifestamos nuestro apoyo a la ciencia abierta. No
obstante, consideramos pertinente resguardar la base de datos para preservar el
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DESCARGO DE
RESPONSABILIDAD
Los autores son responsables de todas las afirmaciones realizadas en
este artículo. Interacciones ni el Instituto Peruano de Orientación Psicológica
se hacen responsables sobre las afirmaciones realizadas en este documento.
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