Adaptacion De Test

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 Jaquelin Kory Cano Quevedo Universidad César Vallejo-Lima Norte

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 Cano, J. (Julio,2013). Adaptación del inventario de depresión infantil de Kovacs en escolares de la UGEL 02 de Lima Metropolitana. Revista Minds. Recuperado de http://blog.ucvlima.edu.pe/index.php/minds/article/view/4/4 Cano, J. Minds vol. 1 Nº 1, 2013 pp. 27- 44

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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

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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

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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

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Cano, J.

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

Correlación de Pearson Sig.

,408**

1

,000

**. La correlación es significativa al nivel 0,01 (bilateral).

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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

Correlación de Pearson Sig.

1

Total EDAR

Correlación de Pearson 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

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Cano, J.

,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 CDI.

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 Componentes

Ítems 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

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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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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.

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Cano, J.

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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

Cano, J.

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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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

Cano, J.

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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Adaptación del inventario de depresión infantil de Kovacs en escolares de la UGEL 02 de Lima Metropolitana

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%

Cano, J.

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Adaptación del inventario de depresión infantil de Kovacs en escolares de la UGEL 02 de Lima Metropolitana

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

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Cano, J.

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

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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

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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

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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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