INTRODUCCIÓN

Derivado de una amplia gama de observaciones e in­vestigaciones, se ha concluido que existen múltiples variables psicológicas asociadas al control de la en­fermedad asmática (Ritz, Meuret, Truebba, Fritzsche, & Von Leupildt, 2013). Debido a su alta prevalencia e incidencia en la población con asma, así como, por su importancia con el control de la enfermedad, destacan las variables de ansiedad y depresión.

A nivel mundial se ha reportado que los sujetos con asma son hasta seis veces más propensos a presentar trastornos de ansiedad y depresión, en comparación con la población sana (Scott et al., 2007). En México, un reporte transversal conducido por Espinosa et al. (2006) puso de manifiesto que hasta el 54% de los su­jetos con asma, usuarios del sistema de salud pública, presentan signos de ansiedad; mientras que hasta un 30% manifiesta síntomas de depresión. Por otra par­te, Lugo-González, Reynoso-Erazo y Fernández-Vega (2014) documentaron que más del 50% de los asisten­tes a una clínica de asma ubicada en la Ciudad de Mé­xico, clasificó con síntomas de depresión clínicamente relevantes, y al menos el 75% presentó ansiedad.

Aunado a las altas cifras de prevalencia, la proble­mática es de carácter transcendental, ya que se ha evi­denciado que la presencia de ansiedad y depresión tiene correlación con una serie de variables negativas como un deterioro importante en el control de la enfermedad asmática (Lavoie, Bordeau, Plourde, Campbell, & Bacon, 2011); se duplica el riesgo de presentar una crisis de asma (Liu et al., 2014); los sujetos visitan con mayor frecuen­cia los servicios de emergencias (Tany & Saha, 2017); se genera una mala adhesión al tratamiento médico (Ritz et al., 2013); y se tiene un impacto negativo en los niveles de calidad de vida general (Correia de Sousa et al., 2013; Coban & Aydemir, 2014) y en la calidad de vida relacio­nada a la enfermedad (Lomper, Chudiak, Uchmanowi­cz, Rosinczuk, & Jankowska-Polanska, 2016).

Conocer la relación entre estas variables es impor­tante, ya que estos datos son el eje de muchas inter­venciones psicológicas para este conjunto de sujetos, sin embargo, se debe revisar si estos datos se están obteniendo con instrumentos de evaluación con pro­piedades psicométricas adecuadas a la población. La valoración de los síntomas de ansiedad y depresión se vuelve una necesidad para el tratamiento integral del sujeto y, por consiguiente, se debe contar con un ins­trumento con las propiedades psicométricas adecuadas para aportar mediciones válidas y confiables que per­mitan de forma puntual, identificar los mencionados estados psicológicos.

Dentro de las escalas de evaluación existe un vasto número de instrumentos que emplean múltiples pre­guntas para medir las esferas cognoscitivas, conductua­les y somáticas de la ansiedad y depresión.

En el caso de la evaluación e intervenciones con su­jetos mexicanos con asma, los instrumentos empleados han sido el Inventario de Ansiedad de Beck, bai por sus siglas en inglés (Caballero et al., 2009; Juárez, 2010; Lugo-González et al., 2014), el Inventario de Depresión de Beck, bdi (Caballero et al., 2009; Juárez, 2010; Is­las, 2011, Lugo-González et al., 2014), el Inventario de Ansiedad Rasgo-Estado, idare (Islas, 2011; Sánchez, 2014), y la Escala de Ansiedad y Depresión Hospita­laria, hads (Lugo-González, 2013; Sánchez, 2014). No obstante, en ninguna de las investigaciones se reportan los niveles de validez y confiabilidad para las escalas en población de sujetos con asma, sino que se consideran las propiedades psicométricas de la población general.

Y es que con los sujetos que padecen asma se debe hacer una consideración importante: los síntomas emocionales de ansiedad y los síntomas fisiológicos como la disnea, taquicardia, sibilancias, cansancio son similares y pueden llegar a confundirse, por lo que hay que ser cuidadoso al determinar y diferenciar entre asma y estado emocional (Guillén & González-Celis, 2019). La importancia de esta consideración es relevante debido a que autores han criticado si el elevado reporte de ansiedad en sujetos con asma se debe a una mala medición, es decir, si lo que están reportando las investigaciones es la sintomatología propia del asma en vez de síntomas de ansiedad (Gold, Thompson, Salvi, Faruqi, & Sullivan, 2014). Otros reportes de investiga­ción se centran en el control de trastornos de ansiedad en sujetos con asma, para así beneficiar el control de la enfermedad y enseñar al sujeto a diferenciar entre los dos estados, por lo que las herramientas de evaluación deben ser lo suficientemente sensibles para distinguir ambas condiciones y así reflejar los cambios alcanzados durante las intervenciones (Parry et al., 2012).

Al respecto de la validez de los instrumentos de evaluación para sujetos con asma mexicanos, Guillén y González-Celis (2019) reportaron que al analizar las propiedades psicométricas del bai, los reactivos de ansiedad que se asemejaban a los reactivos de asma (dificultad para respirar, sensación de ahogo, opresión torácica) se agruparon en un mismo factor, que no co­rrespondía a los planteados por el autor original. Por lo que, se debe cuestionar si estos reactivos estaban elevando los puntajes de ansiedad, pero en realidad se tratan de síntomas comunes del asma en investigacio­nes que han empleado esta herramienta de medición (Caballero et al., 2009; Juárez, 2010; Lugo-González et al., 2014).

En el caso de los instrumentos que evalúan la depre­sión, el bdi es la opción empleada con mayor frecuen­cia en población mexicana (Caballero et al., 2009; Islas, 2011; Juárez, 2010; Lugo-González et al., 2014), sin em­bargo, hasta el momento no se reportaron estudios que muestren sus propiedades psicométricas.

Por estos motivos, es significativo buscar opciones de evaluación para dichos estados psicológicos y que pueda ser aplicado en escenarios reales. La Escala de Ansiedad y Depresión Hospitalaria, también conocida como Hospital Anxiety and Depression Scale (hads), puede ser una buena opción por las razones planteadas a continuación.

La hads fue creada por Zigmond y Snaith (1983), ambos psiquiatras, para la medición de síntomas de an­siedad y depresión de sujetos que asisten a hospitales de medicina general que, aparentemente, no tienen una patología psiquiátrica. Se originó como contraposición a instrumentos como el General Health Questionnarie (ghq) de Golberg y Huxley, que evalúa los trastornos psiquiátricos en sujetos con enfermedades físicas. Y es que hasta ese momento los instrumentos aplicados en población hospitalaria no psiquiátrica generaban una clara superposición entre los síntomas somáticos del trastorno psicológico y los síntomas de la enfermedad física, lo que orginaba diagnósticos erróneos (Bjelland, Dahl, Tangen Haug, & Neckelmann, 2002).

Por lo anterior, Zigmond y Snaith (1983) propusie­ron una herramienta de tamizaje breve y práctica, que tenía como objetivo evitar posibles altas puntuaciones que lleven a falsos positivos debido al órigen somático. Es por lo anterior que el contenido de la hads se refie­re más a los síntomas psicológicos que a los somáticos (como taquicardia, insomnio, pérdida de apetito, sudo­ración, entre otros), lo que ayuda a evitar atribuciones cuando se aplica a personas que enfrentan enfermeda­des físicas (López-Alvarenga et al., 2002).

Zigmond y Snaith (1983) señalan que los siete reac­tivos de la subescala de ansiedad están seleccionados a partir del análisis y la revisión de otras escalas, así como de la investigación clínica acerca de las manifestaciones cognitivas de la ansiedad. De esta manera, los reacti­vos se dirigen a conocer si la persona ha estado tensa, preocupada o ha tenido sensaciones de temor. Por su parte, los siete reactivos de la subescala de depresión se centran en la anhedonia, puesto que, de acuerdo con los autores, es el rasgo psicopatológico central de la depresión. Así, la subescala de depresión indaga cues­tiones como la pérdida de interés en las actividades co­tidianas, la presencia de pensamientos pesimistas o la incapacidad de reír.

La escala ha sido sometida en diferentes estudios de psicometría, donde ha demostrado valores adecuados de confiabilidad y validez, así como de especificidad y sensibilidad en la detección de ansiedad y depresión en el sujeto físicamente enfermo (De las Cuevas Castresa­na, García-Estrada, & Gonzalez de Rivera, 1995).

La traducción al castellano y su validación inicial fue llevada a cabo por Tejero, Guimerá, Farré y Peri (1986), quienes obtuvieron un coeficiente alfa de .81 para la sub-escala de ansiedad y un coeficiente alfa de .82 para depresión. Concluyendo que ofrece informa­ción separada de ansiedad y depresión, además de ser sensible al cambio después de una intervención psico­lógica.

En el caso de los datos psicométricos en muestras con sujetos mexicanos que padecen enfermedades cró­nico-degenerativas, tenemos como primer ejemplo la aportación realizada por López-Alvarenga et al. (2002). Dicho estudio fue realizado con sujetos obesos, y re­portaron que el punto de corte para la calificación del cuestionario debía ser de ocho puntos para ansiedad y siete puntos para depresión. El coeficiente de alfa de Cronbach se ubicó en .86, mientras que el coeficiente de correlación intraclase fue de .94. La validez de cri­terio fue adecuada ya que contó con concordancia con una entrevista clínica estructurada para detectar pro­blemas psicológicos.

Por otra parte, Galindo et al. (2015) exploraron las propiedades de la hads en una muestra de 400 sujetos con cáncer. El análisis factorial de componentes princi­pales desembocó en dos factores compuestas de 6 reacti­vos cada uno, similar a la versión original, y revelaban el 48.04% de la varianza explicada. La consistencia interna de la escala global indicó un alfa de .86, y de .79 y .80 para las escalas de ansiedad y depresión respectivamente. La validez de criterio mostró correlación con el inventario de ansiedad de Beck (r=.612, p < .001), el inventario de depresión de Beck (r=.711, p < .001) y el termóme­tro de distrés (r=.523, p < .001). El punto de corte, por medio de establecer el percentil 75, quedó establecido en 5 puntos para depresión y 6 puntos para ansiedad.

Finalmente, en una investigación realizada por Nogueda, Barrientos, Robles y Sierra (2013), en participantes con diagnóstico de infección por vih, se obtuvo un alfa para la sub-escala de ansiedad de .78, para depresión de .85, y un alfa total de .90. El análisis por componentes principales determinó un solo factor compuesto por 13 reactivos que explicaba el 54.65% de la varianza. Las subescalas de ansiedad y depresión se encontraron fuertemente correlacionadas, lo que llevó a los autores a sugerir que el puntaje total puede estar midiendo el constructo de distrés general.

En el caso específico de la población asmática, la hads ha sido el instrumento de elección por diversos investigadores para obtener las cifras de prevalencia en ansiedad y depresión (Arlindo-Vieria, Lopes-Santoro, Dracoulakis, Ballini-Caetano, & Godoy-Fernandes, 2011; Espinosa et al., 2006; Labor et al., 2017; Lomper et al., 2016), sin embargo, no se ha realizado el proce­so de conocer las propiedades del instrumento en una muestra de sujetos asmáticos. Al respecto, debe con­siderarse lo expuesto por Clark et al. (2016), quienes mencionan que los sujetos con enfermedades fisioló­gicas suelen interpretar las variables psicológicas de manera particular dependiendo de las características somáticas que les acontecen.

Como ya se ha documentado, en el caso de los su­jetos con asma parece ser que conjuntan los síntomas somáticos de la enfermedad con los síntomas fisiológi­cos característicos de ansiedad, lo que hace que otros instrumentos como el Inventario de Ansiedad de Beck resulten poco prácticos para la población asmática (Guillén & González-Celis, 2019).

Por consiguiente, el objetivo general del presente trabajo fue determinar las características psicométricas de confiabilidad y validez de la Escala de Ansiedad y Depresión Hospitalaria (hads) en una muestra de su­jetos adultos con diagnóstico de asma bronquial usua­rios de un instituto de salud pública de tercer nivel de atención en México.

MÉTODO

Participantes

Participaron de manera voluntaria, confidencial, con­sentida e informada 75 sujetos con asma, 58 mujeres y 17 hombres, con un rango de edades entre los 21 y 85 años, que en conjunto reportan una media de edad de 43.95 ± 14.68. La mayoría eran solteros (44%), con es­tudios de educación básica (58.7%), empleados u obre­ros (38.7%), con un promedio de evolución del asma de 14.01 ± 8.10 años (tabla 1). La investigación se realizó durante los meses de junio a octubre del 2017.

Los criterios de inclusión fueron: 1) mayores de 18 años de edad, 2) diagnóstico confirmado de asma por parte del neumólogo tratante en el instituto y, 3) acce­der a participar en la investigación y firmar el consen­timiento informado.

Los criterios de eliminación consistieron en: 1) de­jar inconcluso el 15% o más de algún instrumento de evaluación y, 2) retiro voluntario del participante.

Muestra

Se empleó un muestreo no probabilístico por conve­niencia. El tamaño de la muestra se estableció teniendo en cuenta que para poder realizar los procedimientos factoriales son necesarios al menos cinco participantes por cada reactivo del instrumento (Carretero-Dios & Pérez, 2005). La hads cuenta con 14 reactivos, por lo tanto, la cifra mínima de participantes se estableció en 75 sujetos.

Escenario

El estudio se llevó a cabo en la sala de espera de la clínica de asma de un instituto de salud pública de tercer nivel de atención ubicado al sur de la Ciudad de México.

INSTRUMENTOS

Ficha de identificación

Recopila información de las características sociodemo­gráficas de los sujetos: sexo, edad, estado civil, escolari­dad, ocupación y años de evolución de la enfermedad.

Escala de Ansiedad y Estrés Hospitalario (hads) de Zigmond y Snaith (1983): Consta de 14 reactivos, in­tegrado por dos subescalas de siete reactivos cada una: ansiedad (reactivos impares) y depresión (reactivos pares). En las instrucciones se pide al participante que describa cómo se ha sentido durante la última semana incluyendo el día de hoy. Las opciones de respuesta son tipo Likert, las cuales se puntúan del cero al tres, dando un puntaje mínimo de cero y máximo de 21 para cada subescala. Los reactivos 1, 3, 5, 8, 10, 11 y 13 siguen un sentido contrario al objetivo del instrumento que es que, a mayor puntaje mayor número de síntomas emo­cionales. Por lo tanto, la calificación de cada uno de es­tos reactivos fue invertida antes de realizar y obtener las puntuaciones finales. Se emplearon los puntos de corte presentados por López-Alvarenga et al. (2002) que es­tablecen el punto de corte para considerar ansiedad en puntajes iguales o mayores a ocho puntos, y depresión en puntajes iguales o mayores a siete puntos. Se empleó este punto de corte ya que son los autores que presen­tan sus objetivos y resultados dirigidos a la sensibilidad y especificidad del instrumento.

Cuestionario de Calidad de Vida para sujetos con asma (Miniaqlq) de Juniper et al. (1999): Se encuen­tra conformado por 15 reactivos con cinco opciones de respuesta tipo Likert cada una. Se exploran las subes­calas de síntomas físicos del asma, función emocional, estímulos ambientales y limitación en las actividades. El instrumento no cuenta con un punto de corte clíni­co, simplemente indica que a mayor puntuación mejor calidad de vida relacionada a la enfermedad. Para la presente investigación obtuvo un coeficiente de confia­bilidad α=.910, y tuvo una correlación alta y positiva con el control de la enfermedad (r=.710, p< .01), lo que nos habla de una validez de criterio convergente ade­cuada. El objetivo de emplear el Miniaqlq fue presen­tar una medida para la validez de criterio divergente, se espera que a mayor puntación en calidad de vida se encuentren menores puntuaciones de ansiedad y de­presión y viceversa.

Cuestionario de Control de Asma, Asthma Con­trol Test (act) de Nathan et al. (2004): Diseñado por médicos especialistas en asma, basado en criterios in­ternacionales. Esta medida fue empleada como crite­rio externo divergente, donde se espera que, a mejor control de la enfermedad haya una menor presencia de síntomas de ansiedad y depresión. En México es recomendado para su uso clínico en las guías del tra­tamiento del asma nacionales para evaluar el control de la enfermedad (Larenas-Linnemann et al., 2017). El índice de confiabilidad del cuestionario para suje­tos mexicanos se ha establecido en α=.77 (Guillén & González-Celis, 2019). Se compone de 5 preguntas que evalúan el grado de control de la enfermedad durante las últimas 4 semanas (cuatro hacen referencia a la frecuencia de síntomas, y una pregunta donde el pa­ciente califica su percepción de control de la enferme­dad). Las opciones de respuesta puntúan del uno al cinco, donde uno significa ausencia de control, y cinco representa control total; así que a mayor puntaje mejor control de la enfermedad.

PROCEDIMIENTO

El estudio fue previamente aprobado por el Comité de Ciencia y Bioética en Investigación del instituto donde se efectuó la intervención.

Se invitó a participar a todos los sujetos que aguar­daban para entrar a su cita médica en la sala de espe­ra de la clínica de asma. El investigador responsable se aproximó de forma individual al paciente, explicó de manera sencilla los objetivos de la investigación e invitó al paciente a formar parte de la misma. Se les proporcionó el consentimiento informado para su lec­tura, y se les informó que los instrumentos debían ser completados en una única sesión, mientras esperaban a pasar a consulta con el neumólogo. Se destacó que su negativa a participar en la investigación no compro­metía su atención médica dentro del instituto. Si acep­taban participar procedían a firmar el consentimiento informado y la hoja de protección de datos personales provista por el instituto.

La batería de instrumentos fue resuelta de forma individual. Para aquellos participantes que no supie­ran leer, escribir, tuvieran impedimentos visuales, o así lo requirieran, el investigador aplicó los instrumentos en forma de entrevista. El tiempo para llenar los ins­trumentos varió entre los 15 y 30 minutos por parti­cipante.

ANÁLISIS DE DATOS

Los datos fueron procesados con el programa estadísti­co spss en su versión 20. Para las variables categóricas (sexo, estado civil, escolaridad y ocupación) se calcu­laron frecuencias y porcentajes. Mientras que para las variables contínuas (edad, valores de depresión, ansie­dad, puntajes de control del asma y calidad de vida) se obtuvieron las medidas de tendencia central: media y desviación estándar. Para la validación del instrumen­to, se empleó el análisis estadístico descrito y propuesto por Reyes-Lagunes, García y Barragán (2008).

RESULTADOS

Se llevó a cabo el análisis de frecuencias de respues­tas, en este primer análisis de distribución se encontró que los 14 reactivos contaron con respuestas en todas y cada una de las opciones a elegir. Por medio del análisis de discriminación se observó que todos los reactivos de la escala fueron capaces de distinguir entre los grupos de participantes con puntajes por arriba del percentil 75 y por debajo del percentil 25.

Posteriormente se revisaron los valores de corre­lación de cada reactivo con el total, la correlación al cuadrado con los otros reactivos y el valor de modifica­ción del estadístico de confiabilidad alfa de Cronbach al eliminar el reactivo (tabla 2). Se obtuvo un valor α= .910 por los 14 reactivos, de α=.812 para el factor de depresión (siete reactivos) y de α= .873 para los siete reactivos que conforman el factor de ansiedad.

En la tabla 3 se muestra que los reactivos correla­cionaron de moderado a alto con el total de la escala (entre r=.575 y r=.783, p < .01). Las correlaciones entre la sub-escala de ansiedad y los reactivos que la compo­nían fueron altas (de r= .821 a r= .588, p < .01), de igual forma, las correlaciones sub-escala de depresión y reac­tivos que la componen fueron de r= .756 a r= .559, p < .01, lo que indica correlaciones altas. Cabe señalar, los reactivos de depresión correlacionaron de moderado a alto con la subescala de ansiedad, y a su vez, los reac­tivos de ansiedad obtuvieron correlaciones altas con el subtotal de depresión.

El índice de adecuación kmo fue de .839, por lo que se prosiguió con el análisis de componentes principales con rotación ortogonal. En la tabla 4 se aprecia que el análisis arrojó un factor y un indicador que en conjunto explican el 55.688% de varianza total. El factor agrupó a todos los reactivos, y explicó el 46.96% de varianza explicada. Dos reactivos (4 y 6) agruparon como indi­cador, sin embargo, como la confiabilidad de la escala no se veía afectada al eliminarlos y tenían carga en el primer factor, se decidió conservarlos. El valor de con­fiabilidad del factor se mantuvo en α= .910.

En la tabla 5 se muestran los índices de correlación por cada uno de las sub-escalas, entre ellas y, con el total de la escala hads. Las correlaciones son altas y estadísticamente significativas. También se aprecian las correlaciones moderadas negativas entre depresión y calidad de vida (r=-.480, p< .01), depresión y control del asma (r=-.453, p< .01), ansiedad y calidad de vida (r=-.526, p< .01) y ansiedad y control de la enfermedad (r=-.478, p< .01).

DISCUSIÓN

Los datos de este estudio sugieren que la hads es una escala de fácil aplicación y utilidad en sujetos mexica­nos con diagnóstico confirmado de asma bronquial.

En este caso, a través de la escala hads se obtu­vieron datos de consistencia interna apropiados tanto en su total (α=.910), como en la subescala de ansiedad (α=.873) y la subescala de depresión (α=.771). Estos resultados coinciden con los obtenidos por Barriguete, Pérez, De la Vega, Barriguete y Rojo (2017), Galindo et al. (2015), Nogueda et al. (2013), en los que se obtu­vieron valores α>.80 en la escala total, y en la subescala de ansiedad. En el caso de la subescala de depresión, el valor α<.80 concurre con lo expuesto por Galindo et al. (2015). En la revisión elaborada por Bjelland et al. (2002) recomiendan que, por ser una escala autoadmi­nistrada, el coeficiente de Alpha para este instrumento se ubique por arriba α=.60, para considerarse adecua­da, valor que es alcanzado en el presente estudio.

La escala correlacionó moderada y negativamente las medidas de calidad de vida (r=-.480, p< .05) y con­trol de la enfermedad (r=-.495, p< .05) lo que nos habla de una validez de criterio divergente adecuada.

Al reconocer la extensa comorbilidad entre la ansie­dad y la depresión, se esperan correlaciones de modera­das a fuertes entre las subescalas de hads-a y hads-d, situación que se presentó en esta investigación (r=.779, p < .01). Estos niveles correlacionales son similares a los obtenidos por López-Alvarenga et al. (2002), Reda (2011) y Nogueda et al. (2013) en muestras mexicanas.

La presencia de esta alta correlación entre las dos subescalas puede ser explicada de dos formas. Como primera explicación, Burns y Eidelson (1998) argu­mentan que la correlación entre cualquier medida váli­da y confiable de depresión y ansiedad debería estar en el nivel de .70; no debido a los síntomas compartidos entre la ansiedad y la depresión, sino a un factor causal común, lo que sugeriría que los valores aquí encontra­dos resultan ser adecuados.

Otra interpretación sugiere que estos valores corre­lacionales tan altos en pruebas bidimensionales se debe a que los reactivos del instrumento carecen de una bue­na propiedad discriminante (Clark & Watson, 1991). Y es que, a pesar del aparente carácter distintivo entre an­siedad y depresión, es difícil distinguir empíricamente estas construcciones.

Múltiples estudios han demostrado que las medi­das de autoinforme están altamente correlacionadas, con coeficientes típicamente en el rango de r=.45 a r=.75. Algunos autores han recomendado no sólo el uso de correlaciones entre subescalas para evaluar su validez divergente, sino también un emplear enfoque multimodal que podría incluir emplear entrevistas clí­nicas basadas en criterios psiquiátricos como el dsm-v (Bjelland et al., 2002).

En cuanto a la composición factorial de la escala, el análisis arrojó que los reactivos se agruparon en un sólo factor con cargas altas (arriba de .500). Esta situación es contraria a la descrita por Bjelland et al. (2002) donde se reporta que la mayoría de los estudios han generado una composición bifactorial, e incluso en algunos casos se afirma que el hads se trata de una escala tridimen­sional (Martin, 2005).

En el caso de muestras mexicanas, Rico, Resptrepo y Molina (2005), Barriguete et al. (2017) y López-Alva­renga (2002), también se han registrado composicio­nes de dos factores. Empero, los descubrimientos aquí reportados coinciden con los hallazgos de Nogueda et al. (2013), que obtuvieron como resultado una escala unifactorial.

Los resultados presentes podrían sumarse al debate que cuestiona si estos entes deberían ser evaluados de manera conjunta, como un constructo que comprenda ambos padecimientos psicológicos.

Los reactivos de ambas subescalas pudieron haber­se agrupado de forma conjunta debido al solapamiento entre síntomas que ambos estados comparten, como lo son la fatiga, irritabilidad, dificultad para concentrar­se, y la anhedonia. A estos síntomas compartidos se les puede englobar como características de un constructo denominado afecto negativo (González, Herrero, Viña, Ibañez, & Peñate, 2004).

Lo esperado en las condiciones de depresión es que impere un estado de tristeza, mientras que en el caso de la ansiedad domine el miedo; y de esta manera po­der considerarlas dos entidades psicológicas diferen­tes, no obstante, Clark y Watson (1991) apuntan que la ansiedad y depresión tienen tres dimensiones: afecto negativo, afecto positivo (particular a la depresión) y activación fisiológica (específica a la ansiedad). Estos autores hacen hincapié en que, por jerarquía, el afecto negativo es el factor de orden superior ya que son las características comunes a ambos estados psicológicos.

De manera similar, Nogueda et al. (2013) conside­ran que la hads debe ser abordada como una escala de un único factor llamado distrés psicológico, lo que definen como un estado de sufrimiento emocional que se caracteriza por síntomas característicos de depresión y ansiedad. El distrés es empleado como un constructo indicador en estudios de salud pública y como evalua­dor de impacto en intervenciones clínicas.

Teniendo en cuenta los datos de correlación entre las subescalas, los altos niveles de correlación entre los reactivos de ansiedad con la escala de depresión y vice­versa, los resultados del análisis factorial, así como las propuestas de los autores, se puede convenir que, en el caso de sujetos mexicanos con asma, la herramien­ta hads estima en conjunto las características de an­siedad y depresión, es decir, evalúa el afecto negativo de los síntomas o el distrés psicológico del sujeto. Por esta razón, sería conveniente obtener una calificación total de la escala, tal como lo proponen Nogueda et al. (2013).

Como fue mencionado anteriormente, en el caso de los sujetos con asma, el hecho de que la hads no evalúe los síntomas fisiológicos de la ansiedad representa una gran ventaja en comparación con otros instrumen­tos de evaluación como el bai, que incluyen síntomas fisiológicos de ansiedad y lleva a obtener composicio­nes factoriales donde se vuelve necesario cuestionar si es adecuado el uso de dichos instrumentos (Guillén & González-Celis, 2019).

Los hallazgos aquí documentados llevan a concluir que las propiedades de confiabilidad y validez del hads para sujetos con asma son adecuados, además repre­senta una gran ventaja la brevedad de la escala, y es muy útil como prueba de tamizaje inicial.

Entre las limitaciones del estudio contamos con que no se trata de una muestra representativa de la proba­ción, y los datos no pueden ser generalizados, ya que la muestra se compuso principalmente de mujeres con escolaridad menor a nueve años, y que asisten a un hos­pital de salud pública especializado en padecimientos del aparato respiratorio.

Finalmente, se sugiere para investigaciones futuras, ampliar la muestra con el objetivo de efectuar los aná­lisis factoriales confirmatorios correspondientes. Así como explorar la sensibilidad al cambio de la escala, con el objetivo de determinar su efectividad para medir el cambio en las intervenciones terapéuticas dirigidas a sujetos con asma.

REFERENCIAS

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