En el presente estudio se ha utilizado una muestra incidental de adolescentes y adultos jóvenes. La muestra la conformaron un total de 1.002 participantes, 268 varones (26,7%), pertenecientes a distintos estudios de la Universidad de La Rioja (Magisterio, Informática, Matemáticas, Trabajo Social, Economía y Máster de profesorado). La media de edad de los participantes fue de 21,11 años (DT=3,9), oscilando el rango de edad entre los 17 y los 35 años. El 44,9% de la muestra tenía una edad igual o inferior a 19 años. La media del número de años de educación fue 16,8 (DT=2,3). Del total de la muestra, el 1,1% informó que tenía un familiar de primer grado diagnosticado de un trastorno psicótico, mientras que el 9,5% tenía algún familiar de primer grado con antecedentes de algún trastorno mental. En relación con el estado civil, el 57,6% de la muestra estaba soltero, el 36,9% vivía en pareja, el 2,9% estaba casado, el 0,2%, divorciado, y el 1,7% no informó de su estado. Respecto a su situación laboral, el 86,6% de los participantes no trabajaba, el 12,6% sí lo hacía, y el 1,2% no informó de su situación. Con la finalidad de llevar a cabo el estudio de validación cruzada se dividió aleatoriamente la muestra en 2 submuestras (n=501). En la primera submuestra la media de edad fue 21,08 años (DT=3,87) (129 varones), mientras que en la segunda fue 21,33 años (DT=3,98) (139 varones). No se encontraron diferencias estadísticamente significativas en función del género (χ2=0,509, p=0,475), los años de educación (t(1.000)=−0,640, p=0,522) y la edad (t(1.000)=−0,217, p=0,828) entre las 2 submuestras.

MDQ20. El MDQ consta de 13 ítems de respuesta dicotómica sí/no basados en los criterios del DSM-IV para el trastorno bipolar. Se considera un resultado positivo si el participante responde afirmativamente a 7 o más ítems de los 13 propuestos y si, además, los síntomas descritos ocurrieron durante el mismo período de tiempo (Criterio 2) y representaron problemas moderados o graves (Criterio 3). Algunos autores también consideran un resultado positivo cuando se responde afirmativamente a 7 o más ítems, que se den de forma concurrente en el tiempo (Criterio 2). En este sistema de cribado se elimina la presencia de gravedad de problemas, ya que no es considerado un criterio diagnóstico dentro del DSM-IV y algunos estudios previos encuentran mejores niveles de sensibilidad y especificidad. En este trabajo se utilizó la versión adaptada al español y validada en pacientes y en atención primaria31–33.

General Health Questionnaire-12 (GHQ-12)39. El Cuestionario de Salud General es un instrumento de cribado diseñado para la detección de personas que pueden ser diagnosticadas de trastorno mental. Además, es utilizado como medida del estado de salud mental percibido. El GHQ-12 se conforma por un total de 12 ítems que evalúan la gravedad de los problemas de salud mental en las últimas 4 semanas. Los ítems se encuentran en un formato de respuesta Likert de 4 puntos. El formato de corrección utilizado en este trabajo fue 0-1-2-3. La versión española del GHQ-12 presenta adecuados niveles de consistencia interna, así como diferentes evidencias de validez40,41.

Temporal Experience of Pleasure Scale (TEPS)42. La TEPS es un instrumento diseñado para evaluar las experiencias de placer anticipatorio y consumatorio. Ha sido utilizada también como una medida indirecta de anhedonia43. Consta de 18 ítems divididos en 2 subescalas que valoran placer anticipatorio (10 ítems) y placer consumatorio (8 ítems). El formato de respuesta de la TEPS es Likert de 6 puntos, oscilando entre 1 (muy falso para mí) y 6 (totalmente verdadero para mí). La TEPS ha sido extensamente utilizada y sus propiedades se encuentran analizadas tanto en muestras clínicas como no clínicas44–46. En este trabajo se utilizó la versión adaptada y validada al español siguiendo los estándares internacionales47.

La administración de los instrumentos de medida se llevó a cabo de forma colectiva, en grupos de 10 a 45 estudiantes, durante el horario académico y en un aula acondicionada para este fin. El estudio fue presentado a los participantes como una investigación sobre las diversas características de la personalidad, asegurándoles la confidencialidad de sus respuestas, así como el carácter voluntario de su participación. En aquellos participantes menores de edad se recogió el consentimiento informado. La administración de los autoinformes se realizó en todo momento bajo la supervisión de los investigadores. Este estudio se encuadra dentro de 2 líneas de investigación más amplias relacionadas con la detección temprana de trastornos psicológicos graves en adolescentes y jóvenes adultos de la población general. El estudio fue aprobado por el Comité Ético de la Universidad de La Rioja.

En primer lugar, se calcularon los estadísticos descriptivos para los ítems del MDQ, así como el porcentaje de positivos en función de los puntos de corte recomendados por la literatura previa.

En segundo lugar, y con la finalidad de examinar la estructura interna48 del MDQ, se realizó un estudio de validación cruzada, dividiendo al azar la muestra total en 2 submuestras. En la primera submuestra se realizó un análisis factorial exploratorio a través del método minimum rank factor analysis y posterior rotación Promin. Dada la naturaleza dicotómica de las opciones de respuesta, las cargas factoriales se estimaron a partir de la matriz de correlaciones tetracóricas. El procedimiento para determinar el número de dimensiones fue la implementación óptima del análisis paralelo49.

En tercer lugar, se realizaron diferentes análisis factoriales confirmatorios en la segunda submuestra. Se sometieron a prueba diferentes modelos dimensionales. El primer modelo consideraba la presencia de una única dimensión general que podría explicar toda la sintomatología subyacente. El segundo modelo proponía las 2 dimensiones generales, resultantes del análisis factorial exploratorio. El tercer modelo postulaba un ESEM bidimensional. El modelo ESEM permite solucionar algunos de los problemas asociados al análisis factorial confirmatorio, como son aquellos casos en que no se encuentran unos índices de bondad de ajuste satisfactorios o que realizan modificaciones en los modelos hipotetizados (por ejemplo, correlacionando los términos de error), con la finalidad de mejorar los índices de bondad de ajuste34. En el modelo ESEM todas las cargas factoriales son estimadas, mientras que en el análisis factorial confirmatorio se imponen determinadas restricciones a los parámetros. Asimismo, el ajuste del modelo ESEM a los datos se valora con los índices de bondad de ajuste habituales34. El método de estimación para los modelos confirmatorios fue el weighted least squares mean and variance adjusted. Se utilizó la matriz de correlaciones policóricas. El método de rotación en el caso del modelo ESEM fue Geomin.

Los índices de bondad de ajuste utilizados fueron: el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de Tucker-Lewis, el error cuadrático medio de aproximación y la raíz cuadrática media residual ponderada. Para que exista un buen ajuste de los datos al modelo, los valores del CFI y el índice de Tucker-Lewis deberían ser superiores a 0,95, y los valores del error cuadrático medio de aproximación deberían ser inferiores a 0,08 para un ajuste razonable, e inferiores a 0,05 para un buen ajuste50. En el caso de la raíz cuadrática media residual ponderada se consideran valores adecuados los inferiores a 1,0. A continuación, con el modelo factorial que mejores índices de bondad de ajuste mostró se llevó a cabo un estudio de invarianza de medición en función del género. Para ello se siguieron los pasos de restricción sucesiva de parámetros35. La invarianza de medición, o equivalencia factorial, comprueba si la estructura factorial del instrumento de medida es equivalente en función de los grupos que son objeto de comparación51.

En cuarto lugar, se estimó el alfa ordinal que permite una estimación adecuada cuando las puntuaciones de los ítems son de naturaleza ordinal o dicotómica52. Como indicador de precisión del instrumento de medida, también se calculó la función de información desde la óptica de la teoría de respuesta a los ítems53. La función de información permite analizar la precisión con la que se mide el constructo en función de la posición (puntuación) de la persona en la variable latente (por ejemplo, riesgo de trastorno bipolar).

En quinto lugar, con la finalidad de obtener evidencias de validez en relación con otras variables, se examinó la relación entre el MDQ y el GHQ-12 y la TEPS. Para ello se seleccionaron 2 grupos extremos, participantes con puntuaciones por debajo del percentil 10 y con un cribado positivo (Criterio 2).

Para el análisis de los datos se utilizaron los programas SPSS 15.054, FACTOR 9.155 y el Mplus 7.056.

En la tabla 1 se presentan los estadísticos descriptivos para los ítems del MDQ referidos a la media, la DT, la asimetría y la curtosis en la muestra total. Como se puede observar en la tabla 1, el porcentaje de participantes que respondieron de forma afirmativa a algún ítem del MDQ osciló entre el 3 y el 59% de la muestra. Para ítems dicotómicos, el valor de la media del ítem multiplicado por 100 se corresponde con el porcentaje de participantes que respondieron de forma afirmativa a dicho ítem. El porcentaje de participantes que puntuaron 7 o más ítems del MDQ de forma afirmativa fue del 23,9%; si se le añade el criterio de concurrencia temporal de 2 síntomas el porcentaje fue del 19,2%, y si se suma el criterio de problemas moderados o graves el porcentaje disminuyó hasta el 3,4%.

No se encontraron diferencias estadísticamente significativas en función del género entre los participantes que cumplían los 3 criterios (χ2=2,371; p=0,124). Sin embargo, sí se encontraron diferencias en función del género cuando los criterios eran una puntuación igual o superior a 7 (χ2=7,248; p=0,007), o 7 o más ítems más la concurrencia temporal de síntomas (χ2=4,461; p=0,037). En estos 2 casos, había más varones que mujeres que sobrepasaban los criterios de corte recomendados. Desde un punto de vista dimensional, los varones también presentaron mayores puntuaciones medias totales en el MDQ que las mujeres (Mvarón=4,73, DTvarón=3,10; Mmujer=4,28, DTmujer=2,85), siendo las diferencias estadísticamente significativas (t(1.000)=2,286; p=0,022).

En la primera submuestra, se realizó un análisis factorial exploratorio con los 13 ítems del MDQ. El índice de esfericidad de Bartlett fue 1.172,7 (p<0,001), y el valor de Kaiser-Meyer-Olkin fue 0,80. La implementación óptima del análisis paralelo aconsejó la extracción de 2 factores que explicaron el 54,37% de la varianza total. El primer factor se denominó Energía-Actividad, mientras que el segundo fue Desinhibición-Atención. La correlación entre los 2 factores fue 0,47 (p<0,05). El valor de la raíz cuadrática media de los residuales fue 0,07. Las cargas factoriales estimadas para la solución bidimensional, así como los valores propios mayores que la unidad y el porcentaje de varianza explicado por cada factor se muestran en la tabla 2.

En la segunda submuestra se llevaron a cabo diferentes análisis factoriales confirmatorios, donde se sometieron a prueba 3 modelos dimensionales. Los índices de bondad de ajuste para los modelos hipotetizados sometidos a prueba se recogen en la tabla 3. Como se puede observar, el modelo dimensional que mejores índices de bondad de ajuste presentó fue el modelo de 2 factores ESEM. La distribución y el peso de las cargas factoriales del modelo ESEM fueron bastante similares a las encontradas en el análisis factorial exploratorio. Las cargas factoriales estandarizadas resultantes se presentan en la tabla 4. Todas fueron estadísticamente significativas (p<0,01). Es digno de mención que la mayoría de las cargas factoriales estimadas fueron superiores a 0,30. Dos ítems presentaron cargas factoriales superiores a 0,30 en los 2 factores. La correlación de Pearson entre las 2 dimensiones fue, asimismo, estadísticamente significativa (r=0,45; p<0,01).

A continuación, se sometió a prueba la hipótesis de invarianza de medición en función del género para el modelo ESEM bidimensional. Como se recoge en la tabla 3, los índices de bondad de ajuste resultantes tanto en varones como en mujeres fueron apropiados. Estos resultados indicaron que los datos se ajustaron al modelo en los 2 grupos y, por lo tanto, que es posible realizar el análisis de equivalencia factorial. El modelo de invarianza de medición configural presentó adecuados índices de bondad de ajuste. Este modelo es considerado el modelo basal contra el cual se compara el supuesto de invarianza de medición fuerte (más restrictivo). Asimismo, el modelo de invarianza de medición fuerte donde se restringieron los parámetros también fue adecuado. El ΔCFI fue inferior a 0,01, lo cual llevó a aceptar la hipótesis de invarianza de medición fuerte para el modelo bidimensional ESEM del MDQ en función del género.

En la primera submuestra el alfa ordinal para la primera dimensión fue 0,94 y para la segunda fue 0,89. En la segunda submuestra los valores fueron 0,93 y 0,86, respectivamente. En la figura 1 se representa la función de la información para la puntuación total del MDQ desde la TRI. Como se puede observar, el instrumento de medida evalúa con mayor precisión los valores medios de la variable latente.

Figura 1.

Función de información del Mood Disorder Questionnaire para la muestra total.

(0.05MB).

En la tabla 5 se presentan las puntuaciones medias en el GHQ-12 y la TEMPS entre los participantes que superaron los 2 criterios del MDQ y aquellos con puntuaciones inferiores al percentil 10. Como se puede observar, los que superaron el punto de corte del MDQ mostraron un peor estado de salud mental percibido, así como mayores puntuaciones medias en la capacidad para experimentar placer anticipatorio y consumatorio, en comparación con el grupo de baja puntuación.

Los autores declaran que los procedimientos seguidos se conformaron a las normas éticas del comité de experimentación humana responsable y de acuerdo con la Asociación Médica Mundial y la Declaración de Helsinki.

Los autores declaran que en este artículo no aparecen datos de pacientes.

Los autores han obtenido el consentimiento informado de los pacientes y/o sujetos referidos en el artículo. Este documento obra en poder del autor de correspondencia.