Escala Beck I
Escala Beck I
Escala Beck I
ISSN: 1130-5274
clin-salud@cop.es
Colegio Oficial de Psicólogos de Madrid
España
ARTÍCULOS
Adaptación española del Inventario
para la Depresión de Beck-II (BDI-II):
2. Propiedades psicométricas en
población general
The spanish adaptation of Beck’s
Depression Inventory-II (BDI-II):
2. Psychometric properties in the general
population
JESÚS SANZ*
ANTONIO LUIS PERDIGÓN
CARMELO VÁZQUEZ
RESUMEN
Se presentan por primera vez datos normativos y de fiabilidad y validez fac-
torial de la adaptación española del Inventario para la Depresión de Beck—II
(BDI-II; Beck, Steer y Brown, 1996) obtenidos con una muestra de 470 adul-
tos seleccionados de la población general española. La fiabilidad de consis-
tencia interna del BDI-II fue elevada (coeficiente alfa de 0,87). Los análisis fac-
toriales indicaron que el BDI-II mide una dimensión general de depresión
compuesta por dos factores altamente relacionados, uno cognitivo-afectivo y
otro somático-motivacional. En términos de consistencia interna y validez fac-
torial, el BDI-II parece mejor instrumento para evaluar sintomatología depresi-
va en población general que su predecesor, el BDI-IA. La distribución de la
puntuación total del BDI-II fue similar a la encontrada en estudios previos, con
una media superior en 2 puntos a la que se suele obtener con el BDI-IA, lo
que justifica incrementar las puntuaciones para definir las categorías de gra-
vedad de la depresión. Además, se hallaron diferencias significativas en tales
* La correspondencia en relación a este artículo puede dirigirse a Jesús Sanz, Departamento de Per-
sonalidad, Evaluación y Psicología Clínica. Universidad Complutense de Madrid. Campus de Somosa-
guas, 28223 Madrid, o, mediante correo electrónico, a jsanz@psi.ucm.es.
ABSTRACT
This is the first study that provides normative data, reliability and factor vali-
dity for the Spanish adaptation of Beck’s Depression Inventory—II (BDI-II;
Beck, Steer y Brown, 1996) with a sample of 470 Spanish community adults.
Internal consistency estimate for the BDI-II was high (coefficient alpha of
0.89). Factor analyses suggested that the BDI-II measures a general dimen-
sion of depression consisting of two highly related factors, a cognitive-affecti-
ve factor and a somatic-motivational one. In terms of both internal consis-
tency and factorial validity, the BDI-II appears to be a stronger instrument to
assess depressive symptomatology in community adults than its predecessor,
the BDI-IA.
Distribution of BDI-II scores was similar to that found in prior studies, yiel-
ding a mean that was 2 points higher than the one found with the BDI-IA. This
difference supports the decision to increase cut-off scores to define catego-
ries of depression severity. In addition, age, sex, education level and civil sta-
tus differences in the BDI scores were found: women scored higher than
men, participants over 60 years old exceeded those who were younger, the
group with the lowest education level scored higher than high-school or uni-
versity education participants, and divorced, separated or widowed persons
scored higher than married persons or persons cohabiting with a stable cou-
ple. BDI-II norm scores are provided for the complete community sample,
and the usefulness of these scores for assessing clinical significance of the-
rapy outcomes is discussed.
PALABRAS CLAVE
BDI-II, Depresión, Cuestionario, Propiedades psicométricas, Adaptación
española.
KEY WORDS
BDI-II, Depression, Questionnaire, Psychometric properties, Spanish adap-
tation.
de u n a a l t er n ati v a en u n í te m Procedimiento
dado. En este caso se toma la
puntuación de la frase elegida de El desarrollo de la versión espa-
mayor gravedad. Varios estudios ñola de BDI-II ya ha sido detallado
psicométricos avalan la fiabilidad en Sanz, Navarro y Vázquez
y validez del BDI-II en muy diver- (2003). Esta versión del BDI-II,
sas muestras: pacientes psiquiá- junto a otros dos cuestionarios
t r i c o s ( B e c k , S t e e r y B ro w n , sobre esquizotipia que servían a
1996), pacientes con trastornos los objetivos de otra investigación,
depresivos (Steer, Ball, Ranieri y fueron administrados individual-
Beck, 1999), adolescentes (Coel- mente a los participantes. Para
ho, Martins y Barros, 2002), dro- controlar cualquier efecto debido
godependientes (Buckley, Parker al orden de aplicación, se constru-
y Heggie, 2001), ancianos (Jeffer- yeron cuatro tipos de cuadernillos
son, Powers y Pope, 2001), de forma que en la mitad de los
pacientes de atención primaria mismos el BDI-II precedía a los
(Arnau, Meagher, Norris y Bram- cuestionarios sobre esquizotipia y
son, 2001), estudiantes universi- en la otra mitad les seguía. La
t a r i o s ( B e c k , S t e e r y B ro w n , administración de los cuadernillos
1996; Dozois, Dobson y Ahnberg, quedó a cargo de los propios estu-
1998; Whisman, Perez y Ramel, diantes de Psicología que, como
2000) y adultos de la población parte de las actividades de un
general (Aasen, 2001; Kojima, seminario voluntario, habían invita-
F u r u k a w a , Ta k a h a s h i , K a w a i , do a los participantes a colaborar
Nagaya y Tokudome, 2002). en este estudio.
a En este estudio se aplicó aleatoriamente a dos grupos de personas una de dos posibles versiones del
BDI-II; la primera versión mostraba el título de “Inventario de Depresión” e incluía otros 14 ítems que
también evaluaban depresión, mientras que la segunda versión tenía el título de “Inventario de Estrés
Vital” e incluía otros 14 ítems que medían situaciones estresantes leves. Sólo se presentan los datos del
grupo que completó el BDI-II con el título “Inventario de Depresión”, salvo en relación a la edad, pues
en el estudio sólo se informaba de la edad media de los dos grupos considerados conjuntamente.
b Valor medio ponderado por el número de participantes en cada estudio.
c Desviación típica conjunta; DT 2 2 2
conjunta = /{[( n1 - 1) DT1 + ( n2 - 1) DT2 + ... + ( nx - 1) DTx ] / [( n1 -
1) + ( n2 - 1) + ... + ( nn - 1)]}.
d Coeficiente medio ponderado por el número de participantes en cada estudio según la fórmula pro-
res puntuaban más alto en el BDI-II alto en el BDI-II que las personas
que los varones (10,2 frente a 8,7 con estudios secundarios o univer-
con las medias ajustadas por el nivel sitarios (todos p corregidos <
de estudios). Para analizar el efecto 0,01). Ninguna otra comparación
significativo de la edad, se realizaron entre grupos de nivel de estudios
a posteriori pruebas t con niveles de fue estadísticamente significativa.
significación corregidos según el
procedimiento de Bonferroni (p = Finalmente, se llevó a cabo un
0,05/6) sobre las puntuaciones del ANCOVA 2 x 4 con el sexo y el
BDI-II ajustadas por el nivel de estu- estado civil como factores, y la
dios. Las pruebas t revelaron que no edad como covariable. Este ANCO-
existían diferencias estadísticamente VA reveló un efecto significativo del
significativa en cuanto al nivel de estado civil [F(3, 460) = 5,92, p <
sintomatología depresiva entre las 0,001], pero ningún efecto significa-
personas de 18 a 29 años, las de 30 tivo de la interacción sexo por esta-
a 44 años y las de 45 a 59 años, do civil [F(3, 460) = 0,34, n.s.]. Las
pero que las personas mayores de posteriores pruebas t con niveles
60 años puntuaban significativa- de significación corregidos (p =
mente más alto en el BDI-II que las 0,05/6) sobre las puntuaciones del
que tenían de 18 a 29 años o de 45 BDI-II ajustadas por la edad mos-
a 59 años (p corregidos < 0,03 y traron que los participantes casa-
005, respectivamente). dos o que convivían de forma esta-
ble en pareja mostraban niveles
Posteriormente, se realizó un significativamente menores de sin-
ANCOVA 2 x 4 con el sexo y el nivel tomatología depresiva que los par-
de estudios como factores, y la ticipantes separados-divorciados o
edad como covariable. Este ANCO- viudos (p corregidos < 0,04 y 0,03,
VA mostró un efecto significativo respectivamente). Ninguna otra
del nivel de estudios [F(1, 458) = comparación entre grupos de dis-
10,06, p < 0,001], pero ningún efec- tinto estado civil fue estadística-
to significativo de la interacción mente significativa.
sexo por nivel de estudios [F(3,
458) = 0,82, n.s.]. Las subsiguientes En resumen, el análisis de las
pruebas t con niveles de significa- relaciones entre factores sociode-
ción de Bonferroni (p = 0,05/6) mográficos y el BDI-II en esta
sobre las puntuaciones del BDI-II muestra de la población general
ajustadas por la edad revelaron que española reveló diferencias estadís-
las personas que tenían estudios ticamente significativas en el BDI-II
primarios o que no tenían estudios en relación al sexo, la edad, el esta-
puntuaban significativamente más do civil y los estudios de los partici-
para definir una mejoría o recupera- general que parece ser más baja
ción clínicamente significativa una para el BDI-IA. Efectivamente, la
puntuación igual o menor de 8 media ponderada de los ocho estu-
(Jacobson et al., 1996; Paykel et dios con estudiantes universitarios
al., 1999; Shapiro et al., 1994; Sha- recogidos por Kendall y Sheldrick
piro, Rees, Barkham y Hardy, 1995) (2000) en su revisión de datos nor-
o una puntuación igual o menor de mativos del BDI-IA fue de 7,6 (N =
9 (Elkin et al., 1989; Jarrett et al., 3.030; DT conjunta = 7,2), mientras
1999; Ball et al., 2000). Las razones que la media ponderada de los tres
para la elección de tales puntuacio- estudios sobre el BDI-IA realizados
nes no están en algunos casos muy con población general que nos ha
claras. La puntuación de 9 repre- sido posible localizar en la literatura
senta el punto de corte entre la (Salokangas et al., 2002; Hintikka et
ausencia de depresión y la depre- al., 2001; Vázquez y Sanz, 1997)
sión ligera según los rangos cuanti- fue de 6,1 (N = 2.662; DTconjunta =
tativos de gravedad de la depresión 6,6). En cualquier caso, cualquiera
propuestos por Beck para el BDI y de las dos puntuaciones del BDI-IA
el BDI-IA (Beck et al., 1988; Beck y (8 ó 9) que tan frecuentemente se
Steer, 1993), aunque no nos ha sido utilizan como criterios de recupera-
posible encontrar ningún estudio ción o mejoría clínicamente signifi-
empírico que justificara dicha pro- cativa en la investigación sobre el
puesta en función, por ejemplo, de tratamiento de la depresión están
curvas de rendimiento predictivo más cerca de los valores que repre-
encontradas en una muestra de sentan la media del BDI-IA (8 y 6
pacientes evaluada en cuanto a la para los estudiantes y la población
gravedad de su depresión por pro- general, respectivamente) que de
fesionales clínicos, tal y como sí se los valores que representan una
ha hecho para el BDI-II (Beck, Steer desviación típica por encima de la
y Brown, 1996). Por su parte, la media (15 y 13 para los estudiantes
puntuación de 8 fue recomendada, universitarios y la población gene-
de forma algo arbitraria, por Frank ral, respectivamente).
et al. (1991) en un esfuerzo por
estandarizar los índices de recupe- En conclusión, y de manera ten-
ración en la investigación sobre tativa, nos decantaríamos por pro-
depresión. No obstante, la puntua- poner una puntuación igual o
ción de 8 parece coincidir con la menor de 9 en el BDI-II (la media
media en el BDI-IA de las muestras de la población general española)
de estudiantes universitarios, aun- para estimar que un paciente adul-
que no con la media de las mues- to español se ha recuperado de su
tras de adultos de la población depresión o ha mejorado de una
frente a 7,5). Esta diferencia es con- que la puntuación media del BDI-II
sistente con los resultados hallados es 2-3 puntos mayor que la del BDI-
en estudios previos en todo tipo de IA, y que la diferencia es estadísti-
muestras. Por ejemplo, respecto a camente significativa.
los estudiantes universitarios, la
media ponderada por el número de En segundo lugar, la consistencia
participantes de los ocho estudios interna del BDI-II es superior a la
sobre el BDI-II revisados por Sanz, que muestra el BDI-IA en la pobla-
Navarro y Vázquez (2003) fue de 9,3 ción general española (0,87 frente a
(N = 2.623), mientras que la media 0,83; Vázquez y Sanz, 1997), dife-
ponderada de los ocho estudios rencia que, según el test de Alsa-
con estudiantes universitarios reco- walmeh y Feldt (1992) para la igual-
gidos por Kendall y Sheldrick (2000) dad de dos coeficientes alfa inde-
en su revisión de datos normativos pendientes, fue estadísticamente
del BDI-IA fue de 7,6 (N = 3.030). En significativa [T(589,5, 600,38) =
la misma línea, Sanz y Vázquez 1,31, p < 0,001]. Esta superioridad
(1998), trabajando con una muestra también es consistente con la lite-
de 1.393 estudiantes universitarios ratura previa. Por ejemplo, en estu-
españoles, obtuvieron una media de diantes universitarios españoles,
5,9 para el BDI-IA, mientras que Sanz, Navarro y Vázquez (2003)
Sanz, Navarro y Vázquez (2003) hallaron un coeficiente alfa de 0,89
obtuvieron una media de 9,2 para el para el BDI-II, mientras que Sanz y
BDI-II en otra muestra de 590 estu- Vázquez (1998) informaron de un
diantes universitarios españoles. De coeficiente de 0,83 para el BDI-IA,
hecho, el único estudio con estu- siendo la diferencia entre ambos
diantes universitarios que ha admi- coeficientes estadísticamente signi-
nistrado simultáneamente el BDI-II y ficativa (Sanz, Navarro y Vázquez,
el BDI-IA (Dozois et al., 1998) ha 2003). En la misma dirección, un
corroborado que la puntuación reciente meta-análisis de coeficien-
media del primero es superior de tes de consistencia interna para el
forma estadísticamente significativa BDI estimaba, a partir de los datos
a la del segundo (9,1 frente a 7,4). de 133 muestras de participantes
Consistentemente, los estudios lle- de muy diversa naturaleza (p. ej.,
vados a cabo por Beck y sus cola- estudiantes universitarios, adultos
boradores (Beck, Steer y Brown, de la población general, pacientes
1996; Beck, Steer, Ball y Ranieri, médicos, pacientes psiquiátricos)
1996) administrando simultánea- que la consistencia interna media
mente el BDI-II y el BDI-IA a mues- del instrumento era 0,85 para per-
tras de pacientes con trastornos sonas entre 18 y 49 años, y 0,80
psicológicos también han ratificado para mayores de 50 años (Yin y
1 De los 90 estudios incluidos en el meta-análisis, al menos diez utilizaron la versión breve del BDI-IA y
dos el BDI-II. Sin embargo, los resultados de este meta-análisis pueden considerarse una buena estima-
ción de la consistencia interna media del BDI-I y del BDI-IA, ya que la mayoría de los datos fueron obteni-
dos con estas dos versiones y, además, la variabilidad de los coeficientes de consistencia interna debida
al tipo de versión del BDI utilizada fue muy pequeña. Por otro lado, la inclusión de los dos estudios del
BDI-II (con coeficientes alfas entre 0,89 y 0,92) iría en contra de conclusión que se quiere defender: que
los índices de consistencia interna del BDI-I y del BDI-IA son menores que los del BDI-II.
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