Adaptación del inventario de depresión infantil de kovacs en

Transcripción

Adaptación del inventario de depresión infantil de Kovacs en escolares de la UGEL 02 de Lima Metropolitana
Adaptación del inventario de depresión infantil de kovacs
en escolares de la UGEL 02 de Lima Metropolitana
Mitzy Evelyn León Zaquinaula
Resumen
ABSTRACT
En la presente investigación se adaptó el Inventario de depresión
infantil de Kovacs (CDI) para ser usado en una población estudiantil
con edades que varían entre 9 a 15 años de la UGEL 02 de Lima
Metropolitana. La muestra no probabilística estuvo conformada
por 417 alumnos de las instituciones educativas emblemáticas.
Este inventario alcanza niveles aceptables de confiabilidad y validez
expresadas en un Alfa de Cronbach de 0,785. Usando los estudios
de criterio concurrente (Escala de depresión para adolescentes de
Reynolds EDAR) y constructo convergente (Inventario de ansiedad
estado – rasgo para niños STAIC), se mostró que existe una
correlación óptima con el CDI de Kovacs. Para el procedimiento
de análisis factorial exploratorio se hallaron dos factores, al igual
que la adaptación española realizada por Kovacs en 2004. Respecto
a la relación entre la sintomatología depresiva y las variables
demográficas se observó que el 34% de estudiantes mujeres
mostraron sintomatología depresiva y solo el 25% de varones
mostró dicha sintomatología.
In this research The Kovacs Child depression inventory (CDI),
has been modified to be applied in school population of nine
and fifteen children from UGEL(Education Management Unit) 02
located at Lima .The nonrandom sample consists of 417 students.
This inventory has reached acceptable levels of reliability and
validity showing an Alpha Cronbach’s value of 0,785. Concurrent
and construct convergent studies (Reynolds Adolescent
Depression Scale [RADS] and State-Trait Anxiety Inventory for
Children [STAIC]) have been performed, obtaining a positive good
correlation between RADS and CDI as well as STAIC and CDI.
For the exploratory factor analysis, two factors were founded,
as well as Spanish adaptation by Kovacs in 2004. Regarding the
relationship between depressive symptoms and demographic
variables, 34% of female students showed depressive symptoms in
comparison with 25% of male students.
Palabras claves: Depresión, CDI, adaptación, disforia, autoestima
Keywords:
negativa.
Depression, CDI, adaptation, dysphoria, negative
self-esteem
Cómo citar este artículo
León.M (Julio,2013). Adaptación del inventario de depresión infantil de Kovacs en escolares de la UGEL 02 de Lima Metropolitana .Revista PsiqueMag. Recuperado de http://www.ucvlima.edu.pe/minds/index.html
León. M
Minds vol. 1 Nº 1, 2013 pp. 27- 44
27
Introducción
La depresión es una de las condiciones más
comunes asociadas con el suicidio entre adultos
y ancianos pero en la actualidad existen también
niños y adolescentes deprimidos. En esta población
la incidencia de depresión aumenta con los años y
llega al máximo en la edad madura avanzada.
Según menciona Martínez-Otero (2001), la
depresión es una enfermedad que afecta a la persona
en su totalidad pues pese al polimorfismo de esta
patología siempre se produce un hundimiento que
repercute de manera significativa en la vida.
El concepto y las teorías que definen y describen
el desarrollo de la depresión infantil son bastante
amplias por ello es que se menciona en forma
breve cada una de ellas, según el enfoque
psicoanalítico, Freud reconoció una pérdida como
un desencadenante directo de la depresión, pues
menciona que los acontecimientos adversos en
la niñez temprana dejan a algunos individuos
vulnerables a una depresión posterior en su vida.
(Compas & Gotlib, 2003).
Asimismo, la perspectiva conductual, si bien
involucra a la depresión como un concepto
de pérdida, se centra en la pérdida tangible de
reforzamiento en el ambiente de la persona
(Lewinsohn, 1974; Lewinsohn, Hoberman, Teri
y Hautzinger, 1985, citado en Compas & Gotlib,
2003).
Desde la perspectiva humanista, la depresión
se define como el resultado de la pérdida de
la consideración positiva incondicional, dicha
28
León. M
consideración positiva, solo se daría para ciertas
actividades en la vida del sujeto generando una
disparidad o diferenciación amplia entre el yo
verdadero y el yo ideal, teniendo como resultado
una autoestima baja en la persona (Compas et al.,
2003).
Las teorías biológicas aportan dos fuentes de
información sobre las causas de la depresión,
la primera acerca de la heredabilidad de la
depresión y la segunda sobre las desregulación de
los neurotransmisores como consecuencia de la
depresión (Compas et al., 2003).
Por otro lado, el modelo cognitivo, sugiere la
existencia de esquemas a través de los cuales las
personas filtran e interpretan sus experiencias. Las
personas con tendencia a la depresión desarrollan
esquemas negativos distorsionados que se ponen en
funcionamiento ante situaciones de estrés. Cuando
se activan dan lugar a la tríada cognitiva: visión
negativa de uno mismo, del mundo y del futuro
(Beck 1967, 1976 citado en Barlow y Durand, 2001,
p. 237).
Asimismo, Perris (1989) considera que la teoría
cognitiva menciona que existen 4 elementos
cognitivos clave que explican la depresión (Vásquez,
Muñoz, & Becoña, 2000, p. 427):
1. La tríada cognitiva: formada por una visión
negativa sobre uno mismo, el mundo y el futuro.
2. Los pensamientos automáticos y negativos.
3. Errores en la percepción y en el procesamiento de
información
4. Disfunción de los esquemas.
La línea de esta investigación es la psicometría,
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en la se articulan fundamentalmente dos grandes
bloques: teoría de los test (que hacen referencia a la
construcción, confiabilidad, validación y aplicación
de los test) y escalamiento (que incluye los métodos
para la elaboración de escalas psicológicas y
psicofísicas) (Valderrama Mendoza & León Mucha,
2009, p. 105).
Una adaptación implica considerar no solo las
palabras utilizadas al traducir la prueba o test sino
también las variables culturales involucradas. La
validez de un instrumento es el grado en que la
medida refleja con exactitud el rasgo, característica
o dimensión que se pretenda medir, se da en
diferentes grados y es necesario caracterizar el tipo
de validez de la prueba (Valderrama et al., 2009, p.
74).
La confiabilidad de un instrumento, se refiere
al grado de precisión o exactitud de la medida,
en el sentido que si aplicamos repetidamente el
instrumento al mismo sujeto u objeto producirá
iguales resultados (Valderrama et al., 2009, p. 142).El
objetivo del presente estudio es adaptar el Inventario
de depresión infantil de Kovacs en la población de
escolares de 9 a 15 años de la UGEL 02 de Lima
Metropolitana.
MÉTODO
Participantes
El estudio se efectuó con una muestra de 417
escolares de la UGEL 2 de Lima Metropolitana
pertenecientes a la población. Asimismo, para lograr
la determinación del número de muestra necesario
para realizar los análisis correspondientes de ítem y
León. M
los estudios de validez y confiabilidad se tomó como
referencia el criterio de que dicha cantidad está dada
por la multiplicación de los ítems de la prueba por 5
como mínimo, en el caso de contar con una amplia
cantidad de ítems. Es por ello que para la adaptación
de la prueba se consideró 10 veces el número de
ítems finales como mínimo para determinar la
cantidad muestral (Nunnally & Berstein, 1995).
Instrumento
El instrumento que se aplicó fue el Inventario de
depresión Infantil (CDI) de Kovacs, elaborado por
Kovacs (2004). La primera versión oficial del CDI fue
creada por Kovacs y Beck en 1977 y desde entonces
la prueba no ha sufrido muchas variaciones,
constituyéndose en el primer instrumento que mide
la depresión, fundamentado en un marco teórico
cognitivo. La primera edición comercial del CDI
aparece recién en 1992 (Kovacs, 2004).Sobre la
base de esta última se ha elaborado la adaptación
española del CDI (2004), la cual fue adaptada para
la población de Cajamarca por Ramírez en el año
2009.
El Inventario de Depresión Infantil (CDI) de Kovacs
es el primer instrumento publicado para evaluar
dicha sintomatología y ha sido traducido a diferentes
idiomas; mencionan además que es el más usado
y citado en la bibliografía especializada por los
diversos expertos en el tema de la depresión infantil.
Estas cualidades son posibles, en la medida en que
ha demostrado sus propiedades psicométricas a
través de estudios realizados en países con culturas
tan diversas como, Irak, Inglaterra, España, Puerto
Rico, Perú, etc. (Ramírez, 2009).
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En el Perú, Raffo (1991) hizo la primera adaptación
y validación del CDI para ser utilizado en un estudio
que relacionaba autoconcepto con depresión. Sin
embargo, el trabajo más extenso en nuestro país
fue realizado por Reátegui en 1994, cuyo objetivo
principal de esta investigación fue la estandarización
para Lima del Inventario de Depresión Infantil en su
versión de 1983.
Para ello, luego de la adaptación lingüística del
instrumento, Reátegui hizo un estudio piloto con el
objetivo de verificar la confiabilidad del instrumento.
Con los resultados obtenidos, se hicieron diferentes
estudios de validez y confiabilidad, de lo cual la
autora concluye que el CDI es un instrumento que
se adecúa a la población evaluada demostrando
poseer las propiedades psicométricas de validez y
confiabilidad (Ramírez, 2009).
Cabe mencionar que el CDI tiene por objetivo
evaluar la sintomatología depresiva y es aplicado
en la evaluación, investigación y el rastreo de casos
(screening) (Cuevas y Teva, 2006; Waslick et al.,
2003).
Procedimiento
Teniendo en cuenta las variables de la investigación en
relación a la adaptación del Inventario de depresión
infantil de Kovacs se realizaron los siguientes
procedimientos: se llevó a cabo una selección de
la muestra de 450 alumnos pertenecientes a los
colegios de la UGEL 02 de Lima Metropolitana, a
la cual se evaluó haciendo uso de las pruebas del
CDI, EDAR y STAIC. La muestra final fue de 417
alumnos de 9 a 15 años de edad.
La codificación y procesamiento de los datos
se realizó con el software estadístico SPSS 19 y
Microsoft Excel 2010. Para realizar la descripción
del nivel del Inventario de depresión infantil de
30
León. M
Kovacs se utilizaron los siguientes procedimientos:
para la comprobación de la confiabilidad del
constructo original y de la adaptación final, se
usó el coeficiente alfa de Cronbach, técnica de
dos mitades y técnica de Guttman. Para hallar la
validez de constructo se realizó un análisis factorial
exploratorio, en el que se utilizó el test de KaiserMeyer-Olkin (KMO) para determinar la pertinencia
del mismo, tras lo cual se pudo realizar los análisis
para establecer el número de factores que posee el CDI,
utilizando el método de Catell y de Kaiser. Por último,
se realizaron los análisis de las agrupaciones de los
ítems según factor para lo cual se manejó el método
del componente principal y el método de Oblimin.
Para el análisis de la validez concurrente, se halló la
correlación de Pearson entre el CDI y el EDAR. Para
hallar la validez de constructo convergente se calculó
la correlación de Pearson entre el CDI y el STAIC,
respectivamente.
Posteriormente se establecieron los baremos para
las puntuaciones directas en cada uno de los factores
extraídos con el análisis factorial y el puntaje directo
total de la prueba del CDI. Dichos baremos se
determinaron a través del cálculo de percentiles
y posteriormente, se formaron cuatro niveles de
desarrollo de cada factor y el total (sin depresión, leve,
moderado y alto) para ello se utilizaron rangos de
puntaje directo correspondientes a los percentiles 25,
50, 75 y 100.
RESULTADOS
A continuación, se describen los resultados obtenidos
del análisis de la muestra.
Confiabilidad
Para determinar el nivel de fiabilidad del instrumento
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Inventario de depresión infantil (CDI) de Kovacs
aplicado al grupo normativo (muestra de 417
estudiantes de 4to grado de primaria a 4to grado de
educación secundaria) se calculó el coeficiente alfa de
Cronbach, dos mitades y Guttman.
En el análisis de dos mitades de Guttman se obtuvo
un coeficiente de correlación de 0,733 lo cual también
indica una correlación aceptable. Por ello, se puede
decir que la prueba alcanza un nivel aceptable de
confiabilidad por mitades.
Se obtuvo un Alfa de Cronbach de 0,785, por lo que
se puede decir que la prueba alcanza una confiabilidad
aceptable (Hernández, et al. 2010, p.208) .Con respecto
al índice de confiabilidad general mediante la técnica
de Guttman, dentro de este tipo de consistencia
interna van desde 0,755 al 0,777, lo que quiere decir
que también con esta técnica los ítems tienen valores
de consistencia aceptable.
Validez convergente
En el análisis de la confiabilidad por mitades, se hizo
uso de la correlación entre el Alfa de Cronbach de
las dos mitades, además se obtuvo el Coeficiente de
Spearman Brown y se usó el método de dos mitades
de Guttman, donde la primera mitad de la prueba da
un alfa de 0,675 para un total de 14 ítems, mientras
que el análisis en la segunda mitad da como resultado
0,653 para un total de 13 ítems.En el análisis de la
confiabilidad por mitades, el coeficiente de Spearman
da un resultado de 0, 734, lo cual nos indica que es una
correlación aceptable (Hernández, et al. 2010, p. 302).
Para el análisis de validez convergente, se empleó
el cuestionario de autoevaluación de la ansiedad
estado/rasgo, STAIC (1973). Para la muestra, el
STAIC presenta aceptables índices de confiabilidad
de 0,773 en la escala total (Hernández, et al. 2010).La
validez convergente entre el STAIC y el CDI dio como
resultado una correlación positiva adecuada de 0, 408,
la cual resultó significativa (p<0,001), lo que significa
que existe una correspondencia media positiva
(Hernández, et al., 2010, p. 203) entre la sintomatología
depresiva y el grado de ansiedad, esto se aprecia en la
Tabla 1.
Tabla 1
Validez de convergente entre el STAIC y la Prueba de Kovacs (CDI) (n: 417)
Correlaciones
Valores totales
del CDI
Valores totales del CDI
Correlación de Pearson
Total
STAIC
1
Sig.
STAIC Total
Sig.
,408**
1
,000
**. La correlación es significativa al nivel 0,01 (bilateral).
León. M
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31
de participantes varones y un 39% de participantes
mujeres.
Validez de criterio
En el análisis de la validez de criterio se utilizó la
prueba: escala de depresión de adolescentes de
Reynolds, EDAR (1989) en su adaptación realizada
por Ugarriza y Escurra (2002). La muestra fue
la misma que se usó para la adaptación de este
instrumento, es decir 417 participantes con edades
entre 9 a 15 años de edad que cursaban desde el
cuarto grado de educación primaria al cuarto
grado de educación secundaria que pertenecían
a 4 instituciones educativas emblemáticas de la
UGEL 2. La muestra está conformada por un 61%
Antes de realizar el análisis de la validez, se verificó
la confiabilidad de los resultados de esta prueba.
Para la muestra, se encontró un aceptable índice
de confiabilidad de 0,799 (Hernández, et al. 2010).
Posteriormente, se halló la validez de criterio
concurrente entre el CDI y el EDAR, el cual presenta
una correlación positiva considerable (Hernández,
et al. 2010, p. 202) de 0,424 significativa (p<0,001)
esto se aprecia en la Tabla 2.
Tabla 2
Validez de criterio concurrente entre el EDAR y la Prueba de Kovacs (CDI)
Valores Totales
Total
del CDI
Valores totales del CDI
Sig.
1
Total EDAR
Sig.
,424**
,000
EDAR
1
**. La correlación es significativa al nivel 0,01 (bilateral).
Validez de constructo a través del
análisis factorial exploratorio.
En principio, con el objetivo de evaluar la
pertinencia del análisis factorial en el presente
estudio se analizaron los datos con el test de Kaiser-
Meyer-Olkin (K. M. O.) y con el test de esfericidad
de Bartlett. En ambos casos, se puede observar que
los resultados muestran la pertinencia del uso del
análisis factorial en este estudio, puesto que el K. M.
O. obtuvo un valor por encima de 0,60 (Hernández,
et al. 2010) y la prueba de esfericidad de Barlett se
muestra significativa como se aprecia en la Tabla 3.
Tabla 3
Validez de constructo mediante la técnica estadística de análisis factorial
KMO y prueba de Bartlett
Medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin
Prueba de esfericidad de Bartlett
32
León. M
,835
Chi-cuadrado aproximado
168566
Gl
351
Sig.
,000
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A continuación, para encontrar el número de factores
que componen los ítems de la Prueba de Kovacs (CDI)
se usaron diversos métodos; el primero de ellos fue
el método de Catell con el propósito de determinar
gráficamente la significación de los factores. Este
método nos muestra 9 factores (Figura 1).
Fig.1: Método de Catell para la determinación del número de factores de la Prueba de Kovacs
El método utilizado para encontrar el número de
factores de CDI es el método de Kaiser. Según este
método, la varianza (autovalor) debe ser mayor a
1,00 para considerar la existencia de un factor. Como
podemos ver en la Tabla 4, encontramos nuevamente
un factor principal con un autovalor de 4,905 y ocho
factores por encima de 1,00. Sin embargo, se realizó el
ajuste a 2 factores para que los ítems formen parte de
algún componente.
Tabla 4
Número de factores de acuerdo a métodos a extracción por componentes
Varianza total explicada
Componentes
Autovalores iniciales
Sumas de las saturaciones al cuadrado de la extracción
Total
% de la
varianza
%
acumulado
Total
% de la
varianza
%
acumulado
1
4,905
18,166
18,166
4,905
18,166
18,166
2
1,493
5,528
23,694
1,493
5,528
5,528
3
1,381
5,114
28,808
4
1,259
4,664
33,472
5
1,203
4,456
37,929
6
1,148
4,253
42,181
7
1,117
4,139
46,320
8
1,059
3,921
50,241
9
1,035
3,834
54,075
Número de factores de acuerdo a métodos a extracción por componentes
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Para el análisis factorial, se realizó la obtención
de factores mediante el método de componentes
principales y el método Varimax dado que se trata de
variables relacionadas en las que se logró la obtención de
9 factores que se distribuyeron de manera heterogénea
en el número total de ítems que los conforman.
Asimismo, como se puede apreciar en la Tabla 5 para
lograr que los componentes se distribuyan en dos
dimensiones, de acuerdo a lo indicado por la teoría se
obtuvo un nuevo resultado de dos dimensiones, que
arrojaron los siguientes resultados:
Tabla 5
Matriz final componentes rotados por el Método Varimax con Kaiser a dos componentes final
Ítems
Componentes
Baja autoestima
Pregunta 21
,560
Pregunta 25
,553
Pregunta 23
,547
Pregunta 24
,531
Pregunta 27
,524
Pregunta 18
,477
Pregunta 26
,446
Pregunta 16
,434
Pregunta 22
,432
Pregunta 14
,418
Pregunta 17
,369
Pregunta 4
,277
Disforia
Pregunta 1
,574
Pregunta 7
,569
Pregunta 20
,563
Pregunta 13
,496
Pregunta 8
,474
Pregunta 3
,455
Pregunta 9
,451
Pregunta 11
,448
Pregunta 10
,435
Pregunta 2
,334
Pregunta 12
,325
Pregunta 19
,288
Pregunta 6
,282
Pregunta 5
,198
Pregunta 15
,131
Método de extracción: Análisis de componentes principales. Método de rotación: Normalización Varimax con
Kaiser. a. La rotación ha convergido en 3 iteraciones.
34
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Luego de realizar este proceso, se observa en la Tabla 6 que todas las dimensiones están incluidas en los componentes
descritos en la teoría. Asimismo, en la Tabla 7 se aprecian los ítems correspondientes a cada uno de los dos
componentes finales.
Tabla 6.
Matriz de dimensiones por componentes
Dimensiones
Baja autoestima
Disforia
Pregunta 21
Pregunta 1
Pregunta 25
Pregunta 7
Pregunta 23
Pregunta 20
Pregunta 24
Pregunta 13
Pregunta 27
Pregunta 8
Pregunta 18
Pregunta 3
Pregunta 26
Pregunta 9
Pregunta16
Pregunta 11
Pregunta 22
Pregunta 10
Pregunta 14
Pregunta 2
Pregunta 17
Pregunta 12
Pregunta 4
Pregunta 19
Pregunta 6
Pregunta 5
Pregunta 15
Baremación
Los baremos se determinaron mediante percentiles,
estableciéndose niveles de desarrollo para cada uno
de los factores y el puntaje total del Inventario de
depresión infantil de Kovacs (CDI).
Elaboración de los Baremos para la población de
escolares entre 9 a 15 años. Inicialmente, se realizó
el análisis de frecuencia acumulada para estimar los
baremos de acuerdo al puntaje bruto obtenido en la
León. M
prueba, dicho análisis está expresado en la Tabla 7, en
dicha tabla observamos un rango de 1 a 32 de puntaje
bruto.
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35
Tabla 7.
Porcentaje acumulado y rangos percentilares para cada valor del puntaje bruto de la prueba de Kovacs (CDI) de
la muestra de alumnos de 9 a 15 años de la UGEL 02 de Lima Metropolitana
Puntaje directo
de la Prueba
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
24
25
26
28
29
30
31
32
Porcentaje
acumulado
,2
1,0
3,1
7,7
15,1
21,6
27,3
36,5
42,4
51,1
57,8
64,3
68,6
73,6
77,2
81,1
83,2
85,9
87,3
89,0
91,1
93,5
95,0
95,4
96,6
97,6
98,1
98,6
99,0
99,3
99,8
100,0
Rangos
Percentilares
0
0
3
7
15
21
27
36
42
51
57
64
68
73
77
81
83
85
87
88
91
93
94
95
96
97
98
99
99
99
99
99
Total
En la Tabla 8 se muestran los rangos percentilares correspondientes a los puntajes brutos obtenidos en la prueba,
además del nivel de sintomatología correspondiente.
36
León. M
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Tabla 8.
Nivel de sintomatología y percentiles de la prueba de Kovacs (CDI) para la muestra de escolares entre 9 a 15 años
de la UGEL 02 de Lima Metropolitana.
Alto
Modelado
Level
Sin Depresión
Nivel de Puntaje
León. M
Puntaje Bruto de
la Prueba
Rangos
Percentilares
0
0
1
0
2
3
3
7
4
15
5
21
6
25
7
36
8
42
9
50
10
57
11
64
12
68
13
73
14
75
15
81
16
83
17
85
18
87
19
88
20
91
21
93
22
94
23
95
24
96
25
97
26
98
28
99
29
99
30
a
más
99
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37
Tabla 9.
Comparación de sintomatología depresiva de la prueba de Kovacs (CDI)
A continuación se muestra en la tabla 9 y figura 2 la comparación del nivel de sintomatología depresiva de
acuerdo a la variable sexo en cantidad total. En los niveles de sintomatología depresiva leve, moderado y alto
se aprecia un mayor porcentaje femenino respecto al porcentaje de varones en los niveles referidos.
Sexo
Sin depresión
Bajo
Leve
Moderado
Alto
Total
Masculino
35,4%
36,6%
Femenino
38,0%
25,2%
16,5%
9,1%
2,4%
60,9%
22,1%
12,3%
2,5%
39,1%
Total
36,5%
32,1%
18,7%
10,3%
2,4%
100,0%
Figura 2. Categorías de la sintomatología depresiva según sexo
A continuación se muestra en la Tabla 10 y Figura 3, la comparación del nivel de sintomatología depresiva
de acuerdo a la variable edad total. Se observa un incremento en los niveles de sintomatología depresiva leve,
moderado y alto en edades de 13 a 15 años.
Tabla 10.
Comparación del nivel de sintomatología depresiva de acuerdo a la variable edad total
38
León. M
Edad
Sin depresión
Bajo
Leve
9
32,8%
37,9%
15,5%
10
33,3%
38,3%
11
47,2%
20,8%
12
41,7%
31,7%
Moderado
Alto
Total
12,1%
1,7%
13,9%
16,7%
5,0%
6,7%
14,4%
20,8%
11,3%
0,0%
12,7%
13,3%
10,0%
3,3%
14,4%
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13
37,7%
29,5%
23,0%
9,8%
0,0%
14,6%
14
37,1%
22,9%
24,3%
15,7%
0,0%
16,8%
15
25,5%
45,5%
16,4%
7,3%
5,5%
13,2%
Total
36,5%
32,1%
18,7%
10,3%
2,4%
100,0%
Figura 3. Categorías de la sintomatología depresiva según edad
En la Tabla 11 y Figura 4, se realiza la comparación del nivel de sintomatología depresiva de acuerdo a la
variable grado de educación, obteniendo resultados similares a los encontrados en la comparación con la
variable edad.
Tabla 11.
Comparación del nivel de sintomatología depresiva de acuerdo a la variable grado de educación (primariasecundaria) total.
Grado
Sin depresión
Bajo
Leve
Moderado
Alto
Total
Cuarto de Primaria
32,8%
37,9%
5,5%
12,1%
,7%
13,9%
Quinto de Primaria
33,3%
38,3%
6,7%
5,0%
,7%
14,4%
Sexto de Primaria
47,2%
20,8%
20,8%
11,3%
,0%
12,7%
Primero de Secundaria
41,7%
31,7%
3,3%
10,0%
,3%
14,4%
Segundo de secundaria
37,7%
29,5%
23,0%
9,8%
,0%
14,6%
Tercero de secundaria
37,1%
22,9%
24,3%
15,7%
,0%
16,8%
Cuarto de secundaria
25,5%
5,5%
6,4%
7,3%
,5%
13,2%
Total
36,5%
2,1%
8,7%
10,3%
,4%
100,0%
León. M
Minds vol. 1 Nº 1, 2013 pp. 27- 44
39
Figura
4. Categorías de la sintomatología depresiva según grado de instrucción
DISCUSIÓN
La presente investigación tiene el propósito de verificar
y analizar las propiedades psicométricas del Inventario
de depresión infantil (CDI) de Kovacs y evaluar estos
procesos en estudiantes del 4to grado de primaria a 4to
grado de educación secundaria, pues en esta población
la depresión interferiría en su rendimiento escolar e
impediría la participación activa en otras actividades
que antes les causaban placer. En esta investigación
denotamos que ante la presencia de casos más severos,
se manifiesta la desesperanza, imagen negativa
de sí mismo, ideas suicidas y comportamientos
autodestructivos.
La prueba de Kovacs (CDI) es un instrumento
cuya confiabilidad y validez ha sido probada en
distintas áreas de la psicología y variedad de países
como Colombia, Puerto Rico y España; por ello, este
instrumento ofrece a los profesionales de salud mental
una evaluación objetiva de la sintomatología depresiva
en niños y adolescentes en un amplio rango de edades.
En relación a las características descriptivas, la
40
León. M
confiabilidad y la validez de la Prueba de Kovacs
CDI, estas se presentan en este trabajo ofreciendo
una consistente fundamentación para el uso de este
instrumento dentro del área clínica y educativa.
El coeficiente de consistencia interna (Alfa de
Cronbach) obtenido en otras investigaciones,
nacionales e internacionales, refuerzan aún más la
confiabilidad del CDI, que se ubica entre 0,71 a 0,83. La
confiabilidad obtenida para esta prueba fue de 0,785,
donde se puede apreciar que alcanza un nivel aceptable
semejante en otros estudios internacionales como
Segura et al., (2010), Vinaccia et al. (2006), Rivera et al.
(2005), Barrio et al. (2002), entre otros.
La confiabilidad por el método de mitades para la
muestra se obtuvo mediante el análisis del coeficiente
de Spearman dando un resultado de 0, 734, lo cual nos
indica que es una correlación aceptable (Hernández,
et al. 2010). Asimismo, el análisis de la confiabilidad
general de la prueba de Kovacs (CDI) dio como
resultado una confiabilidad aceptable, esto en
concordancia con los criterios ya antes mencionados
Minds vol. 1 Nº 1, 2013 pp. 27- 44
y coincidentes con las investigaciones que la preceden.
En base a ello, podemos inferir que el instrumento
ofrece a los profesionales una evaluación objetiva de la
sintomatología depresiva en la muestra de escolares de
9 a 15 años de la UGEL 2 de Lima Metropolitana según
sea el grado de sintomatología depresiva presente en el
niño o adolescente.
En relación a la validez de criterio, se aplicó
paralelamente el cuestionario de EDAR, que mide
también la sintomatología depresiva. Los resultados
obtenidos indican una correlación positiva entre
ambas pruebas; sin embargo, dicha correlación es
moderada y puede deberse a la aplicación simultánea
de las pruebas. Además, al momento de la aplicación
de ambos instrumentos los participantes mostraron
cierta resistencia a la aplicación consecutiva de las
mismas.
El análisis de la validez de criterio deja manifiesto
la relación entre ambas pruebas, además nos
permite inferir que el CDI mide adecuadamente la
sintomatología depresiva. Para estudiar la validez
convergente se hizo uso del instrumento STAIC
que mide la ansiedad. La validez convergente señala
relaciones entre la prueba de Kovacs y las variables
que representan correlación cognitivo-afectivo de
la depresión, tales como la ansiedad y autoestima.
Según estos modelos, la ansiedad posee componentes
relacionados con la depresión como una tendencia
que centra la percepción del individuo a estímulos
sociales de carácter negativo, pensamientos pesimistas
y autopercepción negativa.
Respecto al análisis de validez, se obtuvo una
correlación positiva moderada con el STAIC. Esta
correlación adecuada y significativa (p<0,001) nos
León. M
permite concluir que existe una relación entre los
síntomas de la depresión y de la ansiedad presentes en
la muestra. Dicho resultado expresaría una especie de
comorbilidad del trastorno de ansiedad y depresión.
Otra evidencia para la validez de la prueba de Kovacs
se obtiene a través de la interpretación de los factores
de la estructura de los ítems en nuestra muestra de
estandarización para estudiantes de la UGEL 2 de
Lima Metropolitana.
De esta manera, la validez de constructo mediante el
análisis factorial dio como resultado 2 factores, al igual
que la adaptación española de Kovacs (2004), en la que
el resultado de la prueba permite obtener datos acerca
del nivel de la depresión total y de los dos componentes
como autoestima negativa y disforia.
Respecto a las características particulares de la muestra
y su respectiva sintomatología depresiva respecto
a las distintas variables demográficas, las mujeres
obtienen una mayor frecuencia respecto a los varones,
especialmente en los niveles leve y moderado de la
sintomatología depresiva, a pesar que su participación
en la muestra total es menor.
En la muestra no se observan diferencias significativas
en puntajes totales respecto al género, sin embargo el
porcentaje de mujeres que sufren sintomatología leve
y moderada es de una mayor proporción respecto al
total de mujeres (aproximadamente el 34% del total de
mujeres) esto en contraste con el 25% de varones en el
rango leve y moderado.
En otras investigaciones nacionales como de MeloVega (2009) encontramos resultados que nos
indicarían que en ambos sexos se encontrarían niveles
Minds vol. 1 Nº 1, 2013 pp. 27- 44
41
medios y altos de sintomatología depresiva con valores
promedios muy similares. Por ello no existiría una
diferencia significativa entre los puntajes en ambos
sexos.
En lo referente a la variable edad, se observa una
aparente relación entre el nivel de sintomatología leve y
la variable ya mencionada, apreciando una correlación
positiva en referencia al incremento en la edad; no
obstante, en el análisis no paramétrico Chi-Cuadrado,
se concluye que no existe correlación significativa
entre el nivel de sintomatología y la variable edad.
Sin embargo, Ramírez (2009) menciona que en la
investigación original de Kovacs, el análisis por edades
que presenta la muestra española refleja una tendencia
a incrementar los síntomas depresivos de acuerdo a
la variable edad, por lo cual se recomienda hacer un
análisis exhaustivo de esta categoría.
Para este estudio se ha considerado la participación de
las instituciones educativas emblemáticas de la UGEL
2, notando en particular una frecuencia alta en la
categoría ‘leve’ de la sintomatología depresiva. Dicho
fenómeno se muestra en los cuatro colegios de nuestra
muestra.
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Adaptación del inventario de depresión infantil de kovacs en

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