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Clínica y Salud, 1999, vol. 10 n°. 1 - Págs. 59-81

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ARTICULOS

Fiabilidad y validez de la versión española delInventario para la Depresión de Beck de 1978

en pacientes con trastornos psicológicos

Reliability and validity of the Spanish versionof Beck’s Depression Inventory (1978) in

patients with psychological disordersCARMELO VÁZQUEZ y JESÚS SANZ (*)

RESUMEN

Se presentan datos sobre la fiabilidad y validez de la traducción espa -ñola de la versión de 1978 del Inventario para la Depresión de Beck(Beck Depression Inventory, BDI; Beck, Rush, Shaw y Emery, 1979)obtenidos con una muestra de 338 pacientes no hospitalizados condiversos diagnósticos psicopatológicos según el DSM-III-R (APA ,1987/1988). El coeficiente alfa de fiabilidad fue alto (0,90). Los índices devalidez de criterio fueron aceptables: los pacientes con trastornos depre -sivos puntuaban significativamente más alto que los pacientes con tras -tornos de ansiedad o esquizofrenia, y el análisis discriminante de losítems del BDI reveló que el grupo de ítems de Tristeza, Insatisfacción yFatiga clasificaba correctamente al 88 % de los pacientes como depresi -vos o no depresivos. El análisis de la precisión diagnóstica reveló que noexiste ningún punto de corte que por sí mismo sirva para realizar undiagnóstico diferencial válido entre tipos de pacientes. Se concluye queel BDI es un instrumento válido de detección y cuantificación de sínto -mas depresivos en pacientes, pero su utilidad como herramienta diag -nóstica es limitada.

( * ) Dpto de Personalidad, Evaluación y Psicología Clínica. Universidad Complutense de Madrid.Campus de Somosaguas, 28223 Madrid.

Fiabilidad y validez de la versión española del inventario para la depresión de Beck de 1978…

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ABSTRACT

Data on reliability and validity are provided of the application of theSpanish version of the 1978 Version of the Beck Depression Inventory(BDI; Beck, Rush, Shaw and Emery, 1979), to a sample of 338 outpa -tients suffering from various psychopathological diagnosis according toDSM-III-R (APA. 1987/1988). Alpha reliability coefficient was high (.90).Also, criterion validity indixes were fair: patients with depressive disor -ders scored significantly higher than did those with anxiety or schizoph -renic disorders. Discriminant analysis of BDI items revealed that a sub -set of symptoms (Sadness, Dissatisfaction and Fatigability) correctlysorted 88% of patients as depressive or non depressive. Nevertheless,analysis of diagnosis accuracy showed that not a single cut-off scoreproved sensitive enough to allow a differential diagnosis. Therefore, itis concluded that the Spanish BDI version is a valid tool to detect andquantify depressive symptoms in patients, but it is a poor instrument fordifferential diagnoses.

PALABRAS CLAVE

Depresión, Instrumentos, Validación.

KEY WORDS

Depression, Instruments, Validation.

INTRODUCCIÓNEl Inventario para la Depresión

de Beck, en sus sucesivas ver-siones de 1961 (Beck, Wa r d ,Mendelson, Mock y Erbaugh,1961) y de 1978 (Beck, Rush,Shaw y Emery, 1979), es el ins-trumento autoaplicado más utili-zado en la clínica y en la investi-gación para evaluar la depresión(Piotrowski, 1996). Hasta ahorasólo disponíamos en castellanode la adaptación de la versión de1 9 61, efectuada por Conde,Esteban y Useros (1976). La ver-sión de 1978 presenta sustancia-les mejoras respecto a la anterior(véanse, Vázquez y Sanz, 1997;Sanz y Vázquez, 1998;) pero,aunque se ha venido empleandoen diversas traducciones ennuestro país, hasta ahora noexistía una adaptación propia-mente dicha. Como parte de unproyecto de investigación másamplio que trata de adaptar enEspaña el BDI de 1978, hemospresentado, en dos trabajosanteriores, datos psicométricos ynormativos que justifican su utili-zación en muestras de estudian-tes universitarios (Sanz y Váz-quez, 1998) y de adultos proce-dentes de la población general(Vázquez y Sanz, 1997) para almenos los siguientes tres objeti-vos: identificar y cuantificar sínto-mas depresivos en dichas mues-tras, seleccionar sujetos subclíni-camente deprimidos y no depri-

midos en investigaciones sobredepresión, y evaluar la efectivi-dad clínica de los tratamientoscontra la depresión comparandola puntuación postratamiento delos pacientes en el BDI con lasmedias o medianas de estasmuestras no clínicas. Sin embar-go, el BDI fue diseñado, princi-palmente, para «evaluar la gra-vedad de la depresión en pacien-tes con diagnóstico psiquiátrico»(Beck y Steer, 1993) y, de hecho,es quizá el instrumento más utili-zado internacionalmente paracuantificar los síntomas depresi-vos en poblaciones clínicas(Beck, Steer y Garbin, 1988; Pio-trowski, 1996). Por tanto, unaparte fundamental de la adapta-ción de la versión española delBDI de 1978 requería el estudiode las propiedades psicométricasde dicho instrumento en relacióncon ese objetivo clínico original,propiedades que, en el caso dela versión americana y de otrasversiones internacionales, hansido investigadas con exhaustivi-dad y con resultados empíricosmuy satisfactorios (véanse lasrevisiones de Beck, Steer y Gar-bin, 1988 y de Richter, We r n e r,Heerlein, Kraus, y Sauer, 1998).

En resumen, el objetivo princi-pal del presente estudio es obte-n e r, en una muestra clínica,datos normativos, de fiabilidad yde validez de la versión españo-la del BDI de 1978 que permitan

Carmelo Vázquez y Jesús Sanz

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ofrecer a los investigadores yprofesionales españoles que tra-bajan en el área de la depresiónun instrumento útil para cuantifi-car la gravedad de los síntomasdepresivos que presentan lospacientes psicopatológicos. Deforma secundaria, también seanalizará la validez de esta ver-sión del BDI de 1978 comoayuda diagnóstica en la prácticaclínica, fundamentalmente paraefectuar el diagnóstico de depre-sión. Aunque este objetivo noestuvo presente explícitamenteen su desarrollo, la utilizacióndel BDI con este propósito diag-nóstico es frecuente en la prácti-ca profesional y, de hecho, exis-ten varios trabajos en Españaque recomiendan el empleo delBDI para realizar el diagnósticodiferencial entre distintos tiposde trastornos depresivos (Gue-rrero, Gómez-Angulo y Giner,1986; Senra y Heresi, 1995).

MÉTODO

Sujetos

El BDI se administró a unamuestra de 338 pacientes(54,3% mujeres) con diversostrastornos psicológicos que fue-ron atendidos entre 1995 y1996 en diversos centros deasistencia psicológica públicosy privados (Centros de Rehabili-tación Psicosocial de la Comu-

nidad de Madrid, Unidad Asis-tencial de la Facultad de Psico-logía de la UCM, Centro ClínicoAlberto Bosch), todos ellossituados en Madrid. La edad delos pacientes se encontrabaentre 18 y 78 años, con unamedia de 32,9 años (DT =12,8). Del 26% de los pacientesno se tenían datos sobre suestado civil. De los restantes250 pacientes, el 60,4% estabasoltero, el 30,8% casado, el5,6% separado, el 2,8% divor-ciado y un 0,4% viudo. Encuanto a la situación laboral, nose tenían datos del 29% de lamuestra. Del resto, el 42,1% delos pacientes estaba trabajan-do, el 25% parado, el 23,3% eraestudiante, el 8,3% era ama decasa y un 1,3% estaba jubilado.El 39,1% de los pacientes esta-ba tomando algún psicofármacoen el momento de la administra-ción del BDI, mientras que el51,2% no; del resto (9,8%) nose tenían datos.

En la Tabla 1 se presentan losdiagnósticos DSM-III-R que reci-bieron los pacientes que partici-paron en este estudio así comolas características demográficas(sexo y edad) de la muestra enfunción de tales diagnósticos.

Trece pacientes no completa-ron totalmente el cuestionario;nueve de ellos olvidaron contes-


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tar un ítem, los restantes cuatrono señalaron en el ítem 19 siestaban o no bajo dieta de adel-gazamiento. En los análisisbasados en la puntuación totaldel BDI, dichos ítems fueronsustituidos por ceros. En el restode los análisis los datos de estossujetos fueron descartados.

Instrumento

En el presente estudio hemosempleado nuestra propia traduc-ción de la versión de 1978, corri-giendo algunos errores halladosen otras traducciones anteriores(véase Vázquez y Sanz, 1997;Sanz y Vázquez, 1998;). El BDI


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TABLA 1Distribución de diagnósticos (DSM-III) en la muestra de pacientes y

características demográficas de la muestra en función de los diagnósticos

Diagnósticos Frecuencia % Edad Media* % Mujeres

Trastornos Depresivos 48 14,5 33,2 (13,5) 62,5Depresión Mayor 31 9,2 34,5 (14,3) 67,7Otras Depresiones 17 5,0 31,0 (11,9) 57,9Trastornos de ansiedad 94 28,6 30,5 (12,3) 66Ansiedad Generalizada 35 10,4 34,2 (8,9) 62,9Fobia Social 25 17,4 24,4 (12,4) 68Fobia Simple 20 5,9 32,2 (16,1) 70Pánico/Agorafobia 9 2,7 34,8 (7,8) 60Obsesivo/Compulsivo 5 1,5 30 (13) 80Trastornos esquizofrénicos 51 15,1 31,8 (8,3) 21,6Trastorno delirante 6 1,8 27 (10,4) 66,7Somatización/Hipocondría 8 2,4 33,6 (9,2) 37,5Conversión/Disociación 11 3,3 36,5 (12,2) 90,9Trastornos sexuales 18 5,3 42,6 (12,2) 44,4Trastornos adaptativos 12 3,6 30,8 (9,5) 63,6Dependencia a sustancias 20 5,9 31 (8,9) 20Síndrome Orgánico Cerebral 4 1,2 43,7 (7,2) 50Trastornos de alimentación 6 1,8 22,2 (1,5) 100Trastornos de personalidad 6 1,8 27,3 (5,3) 33,3Enfermedades médicas 20 5,9 46,5 (19,1) 50Otros trastornos 3 0,9 23 (5,6) 33,3Trastornos mentales indefinidos 31 9,2 33,1 (13) 74,3

Nota. *Desviación típica de la edad entre paréntesis.

es un inventario autoaplicado de21 ítems que evalúa la intensi-dad de la depresión. En cadauno de los ítems el sujeto tieneque elegir la frase que, entre unconjunto de cuatro alternativas,siempre ordenadas por su gra-vedad, se ajusta mejor a suestado medio durante la últimasemana. Cada ítem se valora de0 a 3 puntos en función de laalternativa escogida, de modoque la puntuación total resultan-te tiene un rango entre 0 y 63.

Procedimiento

En todos los casos la informa-ción del BDI responde a la eva-luación realizada a los pacientespor un psicólogo clínico en elmomento de admisión al centro.Aunque, en muchos casos, el BDIse administró repetidamente sólopresentamos información de losdatos recogidos en la de líneabase. En todos los casos se efec-tuó un diagnóstico DSM-III-R( A PA, 1987/1988) si bien no seempleó ningún instrumento espe-cífico para obtenerlo (p. ej., entre-vistas estructuradas). Todos lospacientes estaban atendidos enrégimen ambulatorio y de todosellos se recogió informacióndemográfica y clínica básica.RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Distribución de las puntuaciones del BDI

El rango de puntuaciones tota-les en el BDI estuvo comprendi-do entre 0 y 54 (Media = 16,5,DT = 11). El análisis de los gráfi-cos de normalidad que ofrece elSPSS (gráficos de normalidadQ-Q con y sin tendencias) revelóque la distribución de puntuacio-nes del BDI en esta muestramixta de pacientes se ajustabaaceptablemente a la curva nor-mal. De hecho, el índice deapuntamiento de la curva fuemuy cercano a cero (curtosis =0,09) y el índice de simetría dela misma no fue superior a 1(simetría = 0,75). En consecuen-cia, y como era de esperar deuna distribución normal, tanto lamediana como la moda coinci-dían (ambos índices igual a 15)y no eran muy distintas de lamedia muestral.

La puntuación media de todoslos ítems fue 0,79, con un míni-mo de 0,42 y un máximo de1,17. Como muestra la Tabla 2,sólo tres ítems recibieron pun-tuaciones medias mayores deuno: Insatisfacción, DificultadLaboral y Fatiga. Estos datosreplican los encontrados en laliteratura con muestras simila-res. Por ejemplo, entre las seismuestras normativas que sepresentan en la versión másreciente del manual estadouni-dense del BDI (Beck y Steer,


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1993), se ofrecen datos de ungrupo de 248 pacientes condiversos trastornos mentales,especialmente trastornosdepresivos, por ansiedad, depersonalidad y esquizofrenia.Los dos síntomas con mayorintensidad en dicha muestracoincidían con los dos primeros

encontrados en la presente: lainsatisfacción general y las difi-cultades laborales. Curiosa-mente, estos síntomas tambiénse encuentran entre los demayor intensidad en muestrasespañolas extraídas de lapoblación general (Vázquez ySanz, 1997) o de la población


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TABLA 2Frecuencia, media (M), desviación típica (DT) y correlaciones corregidas ítem-

total (rtot) de los ítems del BDI en la muestra total de pacientes.

ESCALA DE GRAVEDAD*ÍTEMS

0 1 2 3 M DT rtot†

1. Tristeza 39,3 41,7 13,9 5,0 0,84 0,84 0,602. Pesimismo 41,4 38,8 8,0 11,8 0,90 0,98 0,633. Sentimiento de fracaso 55,4 27,8 9,0 7,8 0,69 0,93 0,604. Insatisfacción 27,6 42,2 15,4 14,8 1,17 1,00 0,645. Culpabilidad 44,3 32,8 13,6 9,3 0,88 0,97 0,576. Sentimiento de castigo 63,2 16,5 2,3 18,0 0,75 1,15 0,437. Autodecepción 48,1 36,7 11,4 3,8 0,71 0,81 0,658. Autoculpación 35,8 44,5 14,0 5,8 0,90 0,85 0,579. Ideas de suicidio 59,5 36,4 2,7 1,5 0,46 0,63 0,5110. Llanto 53,8 29,9 3,8 12,4 0,75 1,01 0,4411. Irritación 44,4 36,7 9,8 9,2 0,84 0,94 0,4912. Desinterés social 51,8 29,6 13,3 5,3 0,72 0,89 0,6613. Indecisión 48,8 18,0 27,8 5,3 0,90 0,97 0,6814. Pobre imagen corporal 56,5 22,6 15,2 5,7 0,70 0,92 0,5215. Dificultad laboral 31,5 36,2 27,9 4,5 1,05 0,88 0,6116. Insomnio 39,6 37,9 14,8 7,7 0,90 0,92 0,4817. Fatiga 35,2 36,7 18,6 9,5 1,02 0,96 0,5618. Pérdida del apetito 65,9 19,6 11,0 3,6 0,52 0,83 0,3519. Pérdida de peso 74,3 14,1 6,9 4,8 0,42 0,82 0,0420. Hipocondría 50,9 34,0 12,1 3,0 0,67 0,80 0,3021. Desinterés por el sexo 52,8 26,7 10,4 10,1 0,78 0,99 0,51

Nota. Datos obtenidos con N = 338, excepto para los ítems 4, 8, 15, 18 y 21 (N = 337) ypara los ítems 7 y 14 (N = 336), debido a valores ausentes, y para el ítem 19 (N = 334),debido a que no se informó si se estaba bajo dieta para adelgazar.

• Valores en porcentajes. † N = 325.

de estudiantes universitarios(Sanz y Vázquez, 1998).

Por otro lado, los síntomasque mostraban una menorintensidad fueron la pérdida depeso, las ideas de suicidio y lapérdida de apetito (véase laTabla 2). Los ítems correspon-dientes a estos tres síntomastambién se encontraban entrelos cuatro que recibieron losmenores valores en intensidaden la muestra mixta de pacien-tes de Beck y Steer (1993) y,así mismo, los dos primerosítems aparecen con bajosvalores de intensidad enmuestras españolas extraídasde la población general (Váz-quez y Sanz, 1997) o de lapoblación de estudiantes uni-versitarios (Sanz y Vázquez,1 9 9 8 ) .

Diferenciación de sujetosdeprimidos y no deprimidos:Análisis discriminante

Para determinar si un conjuntoespecífico de síntomas del BDIpodría diferenciar a los pacien-tes con un diagnóstico principalde trastorno depresivo de lospacientes cuyo diagnóstico prin-cipal era otro trastorno, se reali-zó un análisis discriminante porpasos definiendo dos grupos:grupo depresivo (pacientes contrastorno de depresión mayor ypacientes con otros trastornos

depresivos; n = 48) y grupo nodepresivo (pacientes con otrosdiagnósticos excluyendo lospacientes con diagnóstico inde-terminado; n = 250).

El análisis discriminante iden-tificó los siguientes ítems comoaquellos que mejor discrimina-ban entre los pacientes depre-sivos y no depresivos (entreparéntesis sus coef ic ientescanónicos tipificados en la fun-ción discriminante): T r i s t e z a(0,70), Fatiga (0,32) e Insatis-facción (0,29). La función dis-criminante obtenida podía clasi-ficar correctamente al 87,62 %de los pacientes como depresi-vos o no depresivos con unlambda de Wilks igual a 0,77(χ2(3, N = 296) = 77,12, p <0,0001). La función resultanteera fundamentalmente acertadapara clasificar a los pacientesno depresivos como tales (95%de acierto); sin embargo, elacierto en la clasificación de lospacientes depresivos fuemucho menor (sólo el 47,9% delos pacientes con trastornodepresivo fue clasificado comot a l ) .

Es importante señalar que lossíntomas esenciales (estado deánimo triste o pérdida de inte-rés/placer) en el diagnóstico deun episodio depresivo mayorsegún la definición de depre-sión más consensuada hoy en


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día, la del DSM-IV (APA, 1994),aparecen, en el presente estu-dio, formando parte importantede la función discr iminantehal lada para di ferenciar lospacientes depresivos de los nodepresivos (ítems de Tristeza yI n s a t i s f a c c i ó n ) .Diferencias entre gruposespecíficos de pacientes

Se realizó un ANOVA sobre la

puntuación total en el BDI toman-do como variable independientela categoría diagnóstica de lospacientes. Para protegernos delos errores tipo II y no mermar lacapacidad de generalización delos resultados, restringimos losanálisis a aquellos grupos diag-nósticos que incluían al menos 30pacientes. En concreto, los gru-pos fueron: pacientes con trastor-


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TABLA 3Medias y desviaciones típicas de las puntuaciones totales en el BDI para cada

tipo de diagnóstico (DSM-II) de la muestra de pacientes.

Diagnósticos n Media DT

Trastornos Depresivos 48 27,2 10,6Depresión Mayor 31 32,0 8,3Otras Depresiones 17 18,3 8,5Trastornos de ansiedad 94 12,3 8,5Ansiedad Generalizada 35 15,2 9,9Fobia Social 25 10,1 6,0Fobia Simple 20 6,6 4,1Pánico/Agorafobia 9 16,4 9,8Obsesivo/Compulsivo 5 18,0 5,6Trastornos esquizofrénicos 51 17,0 12,7Trastorno delirante 6 19,0 6,1Somatización/Hipocondría 8 8,7 4,1Conversión/Disociación 11 20,4 9,3Trastornos sexuales 18 12,4 7,4Trastornos adaptativos 12 15,6 7,2Dependencia a sustancias psicoactivas 20 15,0 8,6Síndrome Orgánico Cerebral 4 9,0 7,6Trastornos de alimentación 6 14,5 8,4Trastornos de personalidad 6 31,3 13,21Enfermedades médicas 20 12,0 6,7Otros Trastornos 3 19,7 17,8Trastornos mentales indefinidos 31 16,7 10,4

no depresivo mayor (n = 31), contrastorno por ansiedad generali-zada (n = 35) y con esquizofrenia(n = 51). Además, se formarondos grupos adicionales: pacientescon trastornos depresivos(pacientes con trastorno depresi-vo mayor y con otros trastornosdepresivos; n = 48) y pacientescon trastornos por ansiedad(pacientes con trastorno poransiedad generalizada, obsesivo-compulsivo, fobia simple, fobiasocial y pánico/agorafobia; n =95). Las medias y desviacionestípicas en la puntuación total delBDI de estos grupos se puedenconsultar en la Tabla 3.

Antes de examinar si lasmedias en el BDI de los gruposde pacientes depresivos diferíande las medias de los grupos nodepresivos (ansiedad generali-zada, trastornos por ansiedad,esquizofrenia), se compararonestos últimos con los primerosrespecto a las variables sexo yedad, no encontrándose ningunadiferencia estadísticamente sig-nificativa. De hecho, cuando seintrodujeron estos factores (sexoy edad) junto con el factor cate-goría en los ANOVAs tampocose encontró ningún efecto deinteracción entre sexo y catego-ría o entre edad y categoría.

Por tanto, descartando los fac-tores sexo y edad, se realizaron

A N O VAs comparando los ante-riores grupos respecto a suspuntuaciones totales en el BDI.Estos ANOVAs revelaron que elgrupo de depresión mayor pun-tuaba significativamente másalto que el de ansiedad generali-zada [F(1, 68) = 57,26, p <0,0001] y también significativa-mente más alto que el de tras-tornos por ansiedad [FF(1, 128) =113,61, p < 0,0001]. Además, elgrupo de trastornos depresivospuntuaba significativamente másalto que el de ansiedad generali-zada [F(1, 87) = 28,62 , p < 0,0001] y también significati-vamente más alto que el de tras-tornos por ansiedad [F(1, 147) =74,73, p < 0,0001].

Al comparar el grupo dedepresión mayor y el grupo detrastornos depresivos con elgrupo de esquizofrenia no seencontraron diferencias en laedad media de dichos grupos[ t(39,52) = 0,93 y t(72,26) =0,63, respectivamente, ambosn.s.], pero sí se encontrarondiferencias estadísticamentesignificativas en la proporciónde varones y mujeres que com-ponían dichos grupos [chi2 (N =82, 1) = 17,27 y chi2 (N = 99,1)= 17,07, respectivamente,ambos con p < 0,0001]. Portanto se realizó, primeramente,un ANOVA con dos factores,Sexo y Categor ía, sobre la


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puntuación total en el BDI en elcual el factor Categoría fuedefinido por la pertenencia algrupo de depresión mayor fren-te al grupo de esquizofrenia.Este ANOVA reveló efectossignificativos para la variableSexo [F(1, 78) = 7,02, p < 0,01],Categoría [F(1, 78) = 16,71, p< 0,001] y para la interacciónde ambas variables [F(1, 78) =5,82, p < 0,02]. Esta interac-ción reflejaba que mientras queen el grupo de depresiónmayor no había di ferenciasentre los sexos en la puntua-ción media en el BDI (mujeres= 32,3; varones = 31,2), en elgrupo de esquizofrenia lasmujeres puntuaban más altoque los varones (27,7 frente a14,1) y de forma similar a lospacientes con depresiónm a y o r. En segundo lugar, serealizó otro ANOVA de dos fac-tores, Sexo y Categoría, sobrela puntuación total en el BDI,pero en este caso el factorCategoría fue definido por lapertenencia al grupo de trastor-nos depresivos frente al grupode esquizofrenia. Este ANOVAreveló efectos signif icativospara la variable Sexo [F(1, 97) =9,43, p < 0,003], Categoría [F( 1 ,97) = 5,45, p < 0,02] y para lainteracción de ambas variables[F(1, 97) = 5,65, p < 0,02]. Denuevo, esta interacción refleja-ba el hecho de que mientras en

el grupo de trastornos depresi-vos no había diferencias entrelos sexos en la puntuaciónmedia en el BDI (mujeres =27,6; varones = 25,8), en elgrupo de esquizofrenia lasmujeres puntuaban más altoque los varones (27,7 frente a14,1) y de forma similar a lospacientes con trastornos depre-s i v o s .

En la Tabla 4 se encuentra elnúmero de pacientes que dentrode cada grupo diagnóstico ante-riormente mencionado secorrespondía con las categoríasde gravedad de depresión pro-puestas por Beck y Steer (1993),en el último manual publicadodel BDI, a partir de la puntuacióntotal en el inventario. Se realiza-ron pruebas de chi2 para anali-zar si había diferencias entre losgrupos diagnósticos respecto ala distribución de pacientes endichas categorías de gravedad.Los resultados de tales pruebasmostraron diferencias estadísti-camente significativas: mientrasque en los trastornos no depresi-vos el porcentaje de pacientesen las distintas categorías degravedad era bastante similar,en los trastornos depresivos lamayor parte de los casos sesituaban en la banda de puntua-ciones de intensidad grave.Consistencia interna

El análisis de la consistencia


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interna del BDI arrojó un coefi-ciente alfa de 0,90, lo que indi-caba una muy buena consisten-cia interna del instrumento enesta muestra mixta de pacientesy replicaba los resultados encon-trados en la literatura con mues-tras semejantes (entre 0,76 y0,95; véase Beck et al., 1988).Se realizaron también análisisde consistencia interna del BDIpara cada uno de los grupos depacientes (trastorno depresivo

m a y o r, trastorno por ansiedadgeneralizada, esquizofrenia,trastornos depresivos y trastor-nos por ansiedad), los cualesarrojaron los siguientes coefi-cientes alfa: 0,79, 0,89, 0,92,0,87 y 0,87, respectivamente.

Las correlaciones entre laspuntuaciones en cada uno de losítems y la puntuación total delBDI corregida (sin el concurso decada ítem en cuestión) para lamuestra total se presentan en la


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TABLA 4Distribución de los rangos de gravedad del síndrome de depresión (Beck y Steer, 1993)en la muestra total de pacientes y en los grupos con trastorno depresivo mayor,

con trastornos depresivos, con ansiedad generalizada, con trastornos por

Muestra Depresivo T. Depresivos Ansiedad T. por Ansiedad EsquizofreniaTotal Generalizada

Mínima (0-9)n 109 0 2 13 47 16% 32,2 0 4,2 37,1 50 31,4Media 5,2 — 3,0 5,6 5,6 4,6DT 2,7 — 4,2 2,4 2,2 3,5

Leve (10-16)n 69 0 3 7 19 10% 20,4 0 6,3 20 20,2 19,6Media 12,7 — 13,0 12,4 12,5 12,2DT 1,7 — 1,7 1,6 1,9 2,0

Moderada (19-29)n 78 6 13 6 14 13% 23,1 19,4 27,1 17,1 14,9 25,5Media 19,1 20,2 18,9 17,5 18,3 19,2DT 2,4 2,6 2,7 2,1 1,9 2,5

Grave (30-63)n 82 25 30 9 14 12% 24,3 80,6 62,5 25,7 14,9 23,5Media 32,1 34,9 33,8 28,7 28,6 35,3DT 6,9 6,4 6,5 2,7 3,1 9,6

Tabla 2. Salvo el ítem 19 (Pérdidade Peso) que mostró una correla-ción casi nula (0,04), todos losdemás ítems mostraron coefi-cientes de correlación corregidaítem-total estadísticamente signi-ficativos, oscilando entre 0,30(Hipocondría) y 0,68 (Indecisión).La media de las correlacionesinterítems fue 0,29, con un míni-mo de -0,07 y un máximo de0,58. Como era de esperar de lascorrelaciones corregidas ítem-total, la presencia de un mínimotan bajo en las correlacionesentre ítems fue debido a los coe-ficientes casi nulos (entre -0,07 y0,08) que el ítem 19 mostraba enrelación a todos los ítems del BDIcon la excepción de los ítemsque reflejan síntomas vegetativos(Insomnio, Fatiga y Disminucióndel Apetito). En estos últimoscasos, así como en las demásintercorrelaciones del resto de losítems, todos los coeficientes quese obtuvieron fueron superiores a0,10, con la excepción de unoentre el ítem 9 y el ítem 20 (r =0 , 0 3 ) .

Esta falta de relación entre elítem 19 y la mayoría del resto deítems del inventario es consis-tente con los resultados encon-trados por Beck y Steer (1993)en cuatro de las seis muestrasnormativas de pacientes psico-patológicos que presentan en laúltima edición del manual delBDI (grupo de pacientes con

diagnóstico mixto, con trastornodepresivo mayor-episodio único,con trastorno depresivo mayor-episodio recurrente y con tras-torno distímico). En esas cuatromuestras las correlacionescorregidas ítem-total del ítem 19no fueron estadísticamente sig-nificativas (r = 0,14, 0,07, 0,06 y0,08, respectivamente), aunquepara las dos muestras restantes(grupo de pacientes con alcoho-lismo y con adicción a la heroí-na) las correlaciones sí alcanza-ron significación estadística (r =0,38 y 0,32, respectivamente).

Trabajando con muestrasespañolas no patológicas, tam-bién hemos constatado que elítem 19 de la versión del BDI de1978 adolece de ciertos proble-mas de consistencia interna. Porejemplo, con estudiantes univer-sitarios de Psicología (Sanz yVázquez, 1998), dicho ítemobtuvo la correlación corregidaítem-total más baja del inventa-rio (r = 0,19), mientras que todoslos demás ítems obtenían corre-laciones superiores a 0,29.Menos graves fueron los proble-mas del ítem en una muestraextraída de la población general.En este caso, el ítem de Pérdidade Peso obtuvo una correlacióncorregida ítem-total de 0,27 que,además, no era la más baja encomparación al resto de ítems(otros tres ítems obtuvieroncorrelaciones que oscilaban


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entre 0,23 y 0,27).

Los problemas psicométricosdel ítem 19 no parecen consus-tanciales a la versión del BDI de1978. Por ejemplo, Beck y Steer(1984) encontraron en una mues-tra de 598 pacientes con diversosdiagnósticos que las correlacio-nes corregidas ítem-total de losítems 19 (Pérdida de Peso) y 11(Irritabilidad) de la versión del BDIde 1961 eran las más bajas encomparación al resto de ítems delinventario (r– = 0,23 en amboscasos); todas las demás correla-ciones corregidas ítem-total eransuperiores a 0,30. Este mal com-portamiento psicométrico de esteítem ha motivado su exclusión dela última versión del BDI que seestá validando en la actualidad,el BDI-II (Beck, Steer, Ball yRanieri, 1996).

Puntuaciones centiles

En la Tabla 5 se presentan laspuntuaciones centiles en el BDIpara la muestra total de pacien-tes de este estudio y para losgrupos diagnósticos de trastornodepresivo mayor, trastorno poransiedad generalizada, esquizo-frenia, trastornos depresivos ytrastornos por ansiedad. Porsupuesto, estas puntuacionescentiles son orientativas ya quepara ser consideradas comopuntuaciones normativas seríanecesario contar con un mayor

número de pacientes, especial-mente para los distintos gruposdiagnósticos.

Validez de criterio: Diagnósticodiferencial entre trastornosdepresivos y no depresivos

Tomando como criterio de vali-dez el diagnóstico l levado acabo por los clínicos de acuerdoa los criterios diagnósticos delDSM-III-R, se pueden obtener,para las distintas puntuacionesdel BDI, diversos índices de vali-dez relacionados con su capaci-dad para diagnosticar trastornosdepresivos en una población psi-copatológica. Entre estos índi-ces, los más util izados son(véase Kessel y Zimmerman,1993): sensibilidad (capacidaddel BDI para identificar correcta-mente pacientes depresivos, esd e c i r, porcentaje de pacientesdepresivos que puntúan igual opor encima de un punto de cortedeterminado del BDI), especifici-dad (capacidad del BDI paraidentificar correctamente pacien-tes no depresivos o porcentajede pacientes no depresivos quepuntúan por debajo de un puntode corte determinado del BDI),valor predictivo positivo (proba-bilidad de que un paciente iden-tificado por el test como depresi-vo sea realmente depresivo, esd e c i r, porcentaje de pacientesque pun-túan igual o por encima


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CLINICA Y SALUD 73

de un punto de corte determina-do del BDI que son depresivos),valor predictivo negativo (proba-bilidad de que un paciente iden-t i f icado por el BDI como nodepresivo sea efectivamente nodepresivo, o sea, porcentaje depacientes que puntúan pordebajo de un punto de cortedeterminado del BDI que no sondepresivos), eficiencia (porcen-taje de pacientes depresivos yno depresivos correctamenteclasificados por el BDI) y Kappa(grado de acuerdo entre el BDI yel juicio diagnóstico clínico que

no es explicable por azar).

En la Tabla 6 se muestra la pre-cisión diagnóstica del BDI para elrango de puntuaciones totales enel BDI que va entre 10 y 35 en lamuestra total de pacientes exclui-dos aquellos con diagnósticoindeterminado. A la hora de eva-luar esos resultados, es impres-cindible tener en cuenta el con-texto clínico e identificar el propó-sito del test. Si el BDI se pretendeutilizar como instrumento diag-nóstico para diferenciar trastornosdepresivos de trastornos no

TABLA 5Puntuaciones centiles del BDI para la muestra total de pacientes (N=338) y para

los subgrupos de pacientes con trastorno depresivo mayor (n=31), trastornosdepresivos (n=48, trastorno por ansiedad generalizada (n=35), trastornos por

Muestra Depresión AnsiedadCentil Total Mayor Depresivo Generalizada Ansiedad Esquizofrenia

1 0 16 0 2 1 05 2 17,2 8,7 2,8 3 0

10 4 21 14,7 3 3 0,820 7 23,4 16,8 5,4 5 725 8 25 18,75 7 5 830 9 27,8 21 7,8 6,5 940 12 30 24 10,4 8 1150 15 32 28,5 13 9,5 1560 17 34 31 16 13 1870 21 37,4 33 19,4 15,5 2275 23 39 34 26 17 2380 25 40 37,2 27,8 20 24,690 32 42 42 31 26,5 38,895 39 46,8 44,2 31,8 31 4399 47 48 48 35 35 54

depresivos, se requeriría un puntode corte que ofreciera los máxi-mos valores de sensibilidad yespecificidad. Un modo de anali-zar esto a lo largo de todas laspuntuaciones del instrumentoconsiste en emplear un análisisde la curva ROC (Receiver Ope -rating Characteristic). El análisisde la ROC se utilizó por primeravez en psicofísica para determi-nar la capacidad de un observa-dor para discriminar correctamen-te entre una señal informativa yruido. En este caso, la señal con-sistiría en el diagnóstico de depre-sión y el ruido consistiría en elresto de diagnósticos. Este tipode análisis, derivado de la teoríade detección de señales, permiteevaluar la capacidad diagnósticade un sistema (Swets, 1964) y seha utilizado, por ejemplo, en estu-dios de validación de instrumen-tos de depresión y de ansiedad(Somoza et al., 1994; Johnson etal., 1995; Lykouras et al., 1998).

En la curva ROC, siempre deforma convexa, se representangráficamente la sensibilidad enla ordenada y la tasa de falsospositivos (100-especificidad) enla abscisa para cada uno de lospuntos de corte del instrumentodiagnóstico. El caso ideal estaríarepresentado por un punto decorte que arrojase una sensibili-dad del 100% y una tasa de fal-sos positivos de 0% (o de otro

modo una especificidad del100%), lo que quedaría repre-sentado en el vértice superiorizquierdo. En cualquier caso, elmejor punto de corte sería aquélsituado más cerca de dicho vér-tice. Si el poder discriminante deun instrumento es nulo, es decir,no es mejor que el azar, losvalores de la curva ROC formarí-an una línea recta en la diagonalprincipal. En nuestro caso(véase la Figura 1), el mejorpunto de corte queda represen-tado por una puntuación total de21 en el BDI si bien dada la pro-ximidad de otros valores repre-sentados (p. ej., el 19 ó el 20),se podría considerar mejor unabanda de corte en el rango depuntuaciones entre 19 y 21.Estos puntos coinciden con loshallados por otros autores paradiagnosticar diferencialmente ladepresión respecto a otros tras-tornos en otro tipo de muestrasclínicas como, por ejemplo,pacientes neurológicos (Ly k o u-ras et al., 1998) o pacientes sui-cidas (Rudd y Rajab, 1995).

Utilizando los puntos entre 19y 21 con nuestra muestra, elBDI fue capaz de identif icarcorrectamente tanto al 75% delos pacientes depresivos comoal 71-76% de los pacientes nodepresivos, lo que supone unosíndices de eficiencia diagnósti-ca y de concordancia (coefi-


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ciente Kappa) con el diagnósti-co clínico relativamente bajos(respectivamente, entre 72 y76%, y entre 0,30 y 0,36; véasela Tabla 6). Los índices de efi-ciencia diagnóstica y de con-cordancia con el diagnósticoclínico aumentaban, no obstan-te, a medida que se incremen-

taba el punto de corte. Sinembargo, estos incrementoseran pequeños y llegaron a unlímite al llegar a la puntuaciónde 28, con la que se alcanzóuna eficiencia diagnóstica del84% y un coeficiente Kappa de0 , 4 1 .


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TABLA 6Puntos de corte del BDI y precisión diagnóstica para detectar trastornos

Puntuación del BDI Sensibilidad Especificidad VPP VPN Eficiencia Kappa

10 95,83 37,84 22,22 98,00 46,91 0,1411 95,83 40,54 23,00 98,13 49,19 0,1612 95,83 45,17 24,47 98,32 53,09 0,1913 91,67 48,65 24,86 96,92 55,37 0,1914 91,67 51,35 25,88 97,08 57,65 0,2115 91,67 54,05 26,99 97,22 59,93 0,2316 89,58 59,85 29,25 96,88 64,50 0,2717 81,25 64,86 30,00 94,92 67,43 0,2718 77,08 67,57 30,58 94,09 69,06 0,2819 75,00 71,04 32,43 93,88 71,66 0,3020 75,00 73,75 34,62 94,09 73,94 0,3321 75,00 76,06 36,73 94,26 75,90 0,3622 68,75 77,61 36,26 93,06 76,22 0,3423 64,58 79,54 36,90 92,38 77,20 0,3424 62,50 83,01 40,54 92,27 79,80 0,3725 58,33 85,33 42,42 91,70 81,11 0,3826 54,17 88,03 45,61 91,20 82,74 0,3927 52,08 89,58 48,08 90,98 83,71 0,4028 52,08 89,96 49,02 91,02 84,04 0,4129 50,00 90,73 50,00 90,73 84,36 0,4130 47,92 91,51 51,11 90,46 84,69 0,4031 41,67 92,28 50,00 89,51 84,36 0,3632 37,50 93,44 51,43 88,97 84,69 0,3533 31,25 95,37 55,56 88,21 85,34 0,3234 27,08 95,37 52,00 87,59 84,69 0,2835 22,92 95,37 47,83 86,97 84,04 0,23

Nota. Se han excluido los casos con diagnóstico indefinido (n = 31) y por tanto la muestra es de307 pacientes. VVP = Valor predictivo positivo; VVN = Valor predictivo negativo.

En general, las característi-cas operativas del BDI para eldiagnóstico diferencial de ladepresión frente a otros tras-tornos no son ópt imas. Porejemplo, e l valor predict ivopositivo, es decir, la probabili-dad de que un trastorno depre-sivo esté presente cuando unpaciente alcanza una determi-nada puntuación en el BDI,apenas llega al 32% en el casode una puntuación de 19 o al

49% en el caso de una puntua-ción de 28. Este índice es unode los más útiles en la prácticaclínica ya que permite respon-der a una de las preguntasmás frecuentes en la misma:¿cuál es la probabilidad de queeste paciente tenga un trastor-no depresivo ahora que ya séque tiene una puntuación, porejemplo, de 19 o de 28? Porsupuesto, los índices de valorpredictivo dependen tanto de la


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FIGURA 1Tasa de Falsos Positivos

(1-especificidad)

Análisis de la curva ROC de discriminación diagnóstica para los distintos puntos de corte delBDI en pacientes. El mejor punto de corte es el que más se aproxima al vértice superiorizquierdo (mejor relación de sensibilidad y especificidad).

prevalencia del trastorno comode la magnitud de la sensibili-dad y especificidad del test, demanera que el índice de valorpredictivo positivo desciendecuando la prevalencia disminu-ye, mientras lo contrario ocurrecon el índice de valor predicti-vo negativo (véase Baldesseri-ni, Finkelstein y Arona, 1983).En la muestra clínica estudiadaen la presente investigación, laprevalencia de los trastornosdepresivos era de tan sólo14,5%, mientras que, en gene-ral, las estimaciones de la pre-valencia en España de dichostrastornos en la población depacientes psicopatológicos queacuden a centros de salud

mental o a los servicios psi-quiátricos hospitalarios suelenoscilar entre 20% y 34% (Álva-rez, 1992; Arribas et al., 1994;Ballús, 1996; De las Cuevas etal., 1991). Por tanto, teniendoen cuenta los valores de sensi-bi l idad y especif icidad aquíencontrados, pero util izandouna estimación de la prevalen-cia más cercana al valor delparámetro en la poblaciónespañola, por ejemplo, un 25%de pacientes con trastornosdepresivos, el valor predictivopositivo del BDI aumentaríasignificativamente. Tal y comorefleja la Tabla 7, con esa pre-valencia se puede llegar, porejemplo, a un valor predictivo


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TABLA 7Puntos de corte del BDI y precisión diagnóstica para detectar un trastorno

depresivo en una población psicopatológica en la que se estima que el 25% delos pacientes padece dicho trastorno.

Puntuación del BDI Sensibilidad Especificidad VPP VPN

10 95,83 37,84 33,94 96,4616 89,58 59,85 42,65 94,5118 77,08 67,57 44,20 89,8419 75,00 71,04 46,33 89,5020 75,00 73,75 48,78 89,8521 75,00 76,06 51,08 90,1327 52,08 89,58 62,49 84,8728 52,08 89,96 63,36 84,9229 50,00 90,73 64,26 84,4830 47,92 91,51 65,29 84,05

Nota. V V P = Valor predictivo positivo = [Prevalencia x Sensibilidad] / [(Prevalencia x Sensibili-dad) + (1 - Prevalencia) x (1 - Especificidad)]; V V N = Valor predictivo negativo = [Especificidad x(1 - Prevalencia)] / [(Especificidad x (1 - Prevalencia)) + (Prevalencia x (1 - Sensibilidad))].

positivo del 63% en el caso deuna puntuación de 28, y conuna puntuación de 21 el valorpredictivo se sitúa ya por enci-ma del 50%.

CONCLUSIONES1. Los índices de consistencia

interna de la versión españoladel BDI de 1978 en poblaciónclínica son buenos y se aseme-jan a aquellos encontradas enotros ámbitos culturales conmuestras parecidas. De hecho,es importante constatar que apesar de cubrir un amplio espec-tro de síntomas depresivos(véase el análisis de contenidoque hemos realizado en Váz-quez y Sanz, 1997), los índicesde consistencia interna del ins-trumento en su conjunto sonbastante buenos.

2. Con la excepción del ítem19 (Pérdida de Peso), los ítemsque componen el BDI muestranintercorrelaciones que oscilanentre 0,10 y 0,58 lo que indicaque en muestras de pacientescon diversos diagnósticos el BDIparece medir un síndrome gene-ral de depresión de síntomasintercorrelacionados.

3. Respecto a la «validez delBDI», es importante recordarque el grado de validez de uninstrumento depende del uso

particular que se le dé. Comonos recuerda Cronbach y Quirk(1976, p. 165), en realidad «noexiste algo parecido a “la” vali-dez de un test. Ningún test esválido para todos los propósitos,en todas las situaciones, o paratodos los grupos». Por tanto,para evaluar la validez del BDIuno debe preguntarse: ¿validezpara qué?

El BDI se diseñó como un ins-trumento para la detección ycuantif icación de síntomasdepresivos en pacientes contrastornos psicológicos. En untrabajo anterior (Vázquez ySanz, 1997) analizamos cómo laversión de 1978 del BDI cubreaceptablemente el abanico desíntomas incluidos como crite-rios sintomatológicos del «episo-dio depresivo mayor» en elDSM-IV (APA, 1994), en concre-to cubre 8 de los nueve sínto-mas propuestos, lo que suponeuna validez de contenido acep-table. En el presente trabajo,hemos demostrado que la ver-sión española del BDI de 1978es capaz de detectar diferenciasen la presentación y gravedadde tales síntomas en una mues-tra de pacientes con distintostrastornos psicopatológicos deforma que, como cabría esperarde un instrumento sensible parael propósito originario del test,esas diferencias se distribuyen


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ajustándose a la curva normal.Además, nuestros resultadostambién indican que la validezde criterio de esta versión delBDI respecto a su objetivo origi-nal es también aceptable. Utili-zando el método de los gruposcontrastados, hemos encontradoque los pacientes con trastornosdepresivos tienen una puntua-ción media significativamentemás alta que los pacientes contrastornos de ansiedad o conesquizofrenia, y que los ítems deTristeza e Insatisfacción del BDI,esto es, los ítems que evalúanlos síntomas esenciales paraefectuar el diagnóstico de unepisodio depresivo mayor segúnla definición de depresión másconsensuada hoy en día, la delDSM-IV, permiten discriminar deforma aceptable a los pacientesdepresivos de los no depresivos.

4. Sin embargo, si el BDI sepretende utilizar como instru-mento de diagnóstico diferencialentre trastornos mentales, losresultados aquí presentadosindican que la versión del BDI de1978 no es apropiado paracubrir este fin con mínimasgarantías científicas. Ningúnpunto de corte del BDI es capazde satisfacer simultáneamentevalores altos de precisión diag-nóstica. Por ejemplo, de entrelos pacientes que obtuvieranuna puntuación en el BDI de 21,sólo el 51% tendrían un diagnós-

tico de depresión según el DSM-III-R. Estos datos corroboran laidea que hemos expresado enotras ocasiones de que el BDIno es un instrumento diagnósti-co, al menos para realizar diag-nósticos diferenciales (Vázquez,1986; Vázquez y Sanz, 1997).Cabe la posibilidad de que elBDI sirva para detectar casos dedepresión en la población gene-ral o en otras poblaciones depacientes (p. ej., pacientes deatención primaria) como instru-mento de cribado (s c r e e n i n g) .La validez de esta utilización delBDI requeriría su análisis empíri-co en las muestras en cuestión.

5. Las conclusiones anterioresdeben matizarse en función dealgunas de las limitaciones deeste estudio. Primero, la mues-tra utilizada fue una muestra deconveniencia en cuya selecciónno se siguieron criterios unifor-mes de exclusión-inclusióncomo podría haber sido, porejemplo, la utilización de mues-treos aleatorios o la selecciónsistemática de todos los pacien-tes que acudieron a los centrosclínicos. En segundo lugar, aun-que se exigió el uso de criteriosDSM-III-R, el diagnóstico final sebasó en el juicio clínico del psi-cólogo o psicólogos a cargo delos pacientes. Hubiera sidodeseable la utilización de entre-vistas estructuradas diagnósti-cas o listados de síntomas liga-


CLINICA Y SALUD 79

dos al DSM-III-R, o haber conta-do con información sobre elacuerdo diagnóstico de dos omás clínicos.


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