Resumen: Los instrumentos de medición sobre la salud mental no están adaptados y validados en ecuatorianos y esto dificulta el quehacer del psicólogo. Objetivos: Verificar el modelo del GHQ-12 de un solo factor, y determinar la fiabilidad y validez. Diseño: Estudio cuantitativo instrumental con análisis multivariados de los ítems, factorial y de consistencia interna con el Cuestionario de Salud General de Goldberg de 12 ítems. Muestra: 587 universitarios (71.4% mujeres), con una media de edad M = 21.2 años, de las ciudades de Ambato (50.5%) y Cuenca (49.5%) en Ecuador y de tres centros universitarios. Resultados: Se confirma el modelo unidimensional con errores correlacionados del GHQ-12 X2(39) = 65.7; X2/Df = 1.7; GFI = .96; CFI = .96; NFI = .92; RMSEA = .053 [.029 – .075]. La fiabilidad de la prueba es adecuada ω = 0.84 y converge con el Bienestar Psicológico r = .674. Conclusiones: El GHQ-12 presenta evidencias de validez para uso en evaluaciones sobre salud mental con base en la muestra investigada.
Palabras clave:Análisis factorialAnálisis factorial,estructuraestructura,fiabilidadfiabilidad,salud mentalsalud mental.
Abstract: Mental health measurement instruments are not adapted and validated in Ecuadorian and this makes it difficult for work’s psychologist. Aims: Checking the GHQ-12 model like a single factor, and decide the reliability and validity of the test. Design: Quantitative instrumental study with a multivariate analysis of the items, factorial and internal consistency using the Goldberg General Health Questionnaire of 12 items. Sample: 587 university students (71.4% women), with an average age of M = 21.2 years, in Ambato (50.5%) and Cuenca (49.5%) cities from Ecuador and in three universities centers. Outcomes: The one-dimensional model with correlated errors of the GHQ-12 is confirmed X2(39)= 65.7; X2/Df = 1.7; GFI = .96; CFI = .96; NFI = .92; RMSEA =.053 [.029 -.075]. The test’s reliability is adequate ω = .84 and converges with psychological well-being r = .674. Conclusions: The GHQ-12 presents evidence of validity for use in mental health assessments based on the sample investigated.
Keywords: Factor analysis, structure, reliability, mental health.
Artículos Metodológicos o Técnicos
Estructura factorial y fiabilidad del Cuestionario de Salud General de Goldberg (GHQ-12) en universitarios ecuatorianos
Factor structure and reliability of the Goldberg General Health Questionnaire (GHQ-12) in ecuadorian university students
Universidad Nacional de Córdoba
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Recepción: 25 Junio 2018
Aprobación: 10 Agosto 2018
Conocer el estado de salud de la población general como clínica es relevante para el quehacer de los psicólogos en sus contextos de trabajo. Por lo que es necesario contar con instrumentos que permitan conocer dichos estados, y que cumplan con criterios de medición ajustados a la realidad. En el Ecuador, por ejemplo, se presentan dificultades para realizar evaluaciones de este tipo, pues los instrumentos traducidos, adaptados y validados son escasos. Uno de los instrumentos usados para el screening rápido de las condiciones de salud ampliamente extendido y que no cuenta con estudios de medición en el país, es el Cuestionario de Salud General (GHQ, Goldberg, 1978) desarrollado en Europa.
Fue diseñado como una prueba de 60 ítems para una evaluación rápida de los pacientes psiquiátricos y detectar en ellos la presencia de alteraciones psicológicas significativas. Hoy en día, el GHQ en sus diferentes versiones y traducciones (GHQ-30, GHQ-28, GHQ-12, otros), es una de las pruebas de exploración psicológica más usadas en el mundo (Hewitt, Perry, Adams, & Gilbody, 2010). Y una ampliamente utilizada en castellano para la población latinoamericana es la versión reducida de 12 ítems (GHQ-12, Goldberg et al., 1997). Esta escala se presenta como una prueba de estructura bidimensional, compuesta por un factor que valora depresión, y otro que analiza disfunción social (Werneke, Goldberg, Yalcin, & Üstün, 2000), aunque pueden tomar otros nombres dependiendo de la orientación y sentido de la calificación. Aun así, el GQH-12 como una estructura bifactorial es cuestionada y a día de hoy se discute sobre la concepción interna del mismo, pues, ciertos estudios reportan la existencia de uno a tres factores constitutivos.
Entre los estudios referenciales que establecen la presencia de un solo factor de la prueba se encuentran en: a) la versión inglesa unidimensional con errores correlacionados GFI = .97; AGFI = .94; NFI = .97; CFI = .97; RMSEA = .07 [.06-.07] (Hankins, 2008); b) la versión española en personas mayores de 16 años, que unifactorialmente explica el 67% la varianza y además con una fiabilidad de α = .86 (Rocha, Pérez, Rodríguez-Sanz, Borrell, & Obiols, 2011); c) la versión rumana, en la que se encontró igualmente la estructura unidimensional con los errores correlacionados X2 = 170.14; GFI = .97; AGFI = .93; NFI = .97; CFI = .98; RMSEA = .065 [.055 – .075] y con una fiabilidad de α = .70 (Brabete, 2014); c) la versión chilena en mujeres, que muestra una explicación de la varianza del 59.8% con correlaciones bajas y moderadas entre los tres factores. Y que posteriormente, el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) evidenció el modelo con una estructura unidimensional con errores correlacionados X2 = 125.77; GFI = .95; AGFI = .89; NFI = .96; CFI = .97; RMSEA = .08 [.06 - .09] (Diez & López, 2014).
Por otra parte, los estudios que señalan la existencia de dos factores son: a) la versión cubana, que es una de las primeras versiones traducidas y adaptadas como versión reducida de 12 ítems y que refleja una constitución de dos factores que explican el 56.7% de la varianza, que se correlacionan entre sí con r = .68; y con fiabilidad de .89 de manera global; además estos datos se cotejaron con pruebas de depresión r = .92 y de ansiedad r = .85 (García-Viniegras, 1999); y b) también en Colombia se realizó un proceso de adaptación del GHQ-12 en población clínica, el que se redujo la prueba a 11 ítems. Los resultados mostraron una estructura bifactorial que explica el 51.77% de la varianza, con consistencia interna de .79 y .81 para los dos factores señalados (Villa, Zuluaga, & Restrepo, 2013). Sin embargo, hay que considerar que estos estudios no cuentan con análisis confirmatorios de la estructura factorial de la prueba, por lo que actualmente son cuestionables según los estándares actuales.
Mientras que en los trabajos, en los que se encontraron tres factores están: a) la versión española para adultos, en la que con la extracción de Máxima verosimilitud y la rotación oblicua de los tres factores se logra explicar el 54.19% de la varianza; además la fiabilidad obtenida fue de α = .78 y que a nivel de validez externa correlacionó con un instrumento de evaluación de ansiedad r = .57 (Sánchez-López & Dresch, 2008); y b) la versión tamil, que muestra una explicación del 61.1% de la varianza obtenida con un Análisis de Componentes Principales y con rotación Varimax, y además con una fiabilidad de α = .86 (Kuruvilla et al., 1999). Al igual que lo señalado anteriormente se carecen de estudios confirmatorios.
Desde esta revisión, la dilucidación a esta variabilidad de la prueba en la concepción de las dimensiones teóricas del GHQ tiene múltiples explicaciones, a saber, entre ellas se estima que se deben: a los sesgos ocasionados en los ítems negativos de la prueba (Hankins, 2008), el método de corrección empleado (Campbell & Knowles, 2007) y las técnicas de extracción y rotación de los factores (Smith et al., 2010). Por otra parte, destaca lo propuesto por Hankins (2008); y Rocha y otros (2011), que sugieren que el análisis del instrumento, desde un modelo unidimensional, es más recomendable para la evaluación frente a otros modelos de ajuste. Entre las razones que se consideran se encuentran los sesgos en la respuesta entre los ítems positivos y negativos (Ye, 2009) y la baja potencia discriminantede los factores previamente identificados (Goa et al., 2004).
Estos análisis planteados en resumen, señalan que el GHQ-12 es una prueba fiable en la consistencia interna y de estabilidad; sin embargo, pueden haber ciertas inconsistencias en el cálculo de la confiabilidad que tradicionalmente se realiza con la prueba de Cronbach (Ventura-León, 2018) y no con otras pruebas alternativas que consideren el número de opciones de respuesta en una escala likert de cinco o menos. Además, con estructura factorial variable entre uno a tres dimensiones teóricas. Y con validez de convergencia externa con pruebas de ansiedad y depresión que valoran aspectos negativos de la salud, pero sin confirmar la existencia con otro tipos de pruebas que midan los aspectos positivos del estado psíquico de las personas y de la salud.
Por lo que a partir de esto, se establecen: 1) Verificar el modelo factorial de mejor ajuste del GHQ-12 en una muestra de ecuatorianos puesto que se estima que la estructura está compuesta de manera unidimensional; 2) determinar la fiabilidad con métodos clásicos y alternativos del GHQ-12,puesto que se hipotetiza que este es fiable para el contexto; 3) estimar la validez de convergencia del GHQ-12 con una prueba de bienestar psicológico, pues se considera es convergente con pruebas que miden los aspectos positivos de las personas y de la salud.
El trabajo comprende un estudio cuantitativo instrumental que busca confirmar la estructura factorial del GHQ-12 como un instrumento unidimensional, además de la fiabilidad a través de la consistencia interna de las puntuaciones de los ítems y la validez convergente.
La muestra está conformada por 587 participantes (71.4 % mujeres) de dos ciudades del Ecuador: Ambato (50.5 %) y Cuenca (49.5 %). Las edades de los participantes fluctuaron entre los 17 a los 40 años (M= 21.2 años; DS = 2.71). El 97.1% se autoidentifica étnicamente como mestizo y son solteros/as el 90.8%. Entre los aspectos socioeconómicos el 85.5% se encuentran domiciliados en las áreas urbanas y el 14.5% de las rurales. El 62.9% tienen una buena condición económica, mientras que el 31% indica que es buena, el 5.1% que es muy buena y el 1% que es regular. El 15.8% señala que combinan sus estudios con actividades laborales.
Todos los participantes son estudiantes de psicología de tres centros de estudios del Ecuador: La Pontificia Universidad Católica del Ecuador (PUCE-A) con el 31.9% y de carácter cofinanciada; la Universidad Técnica de Ambato (UTA) con 18.6% y la Universidad de Cuenca (UC) con el 49.6 %, ambas de carácter público.
La selección de los participantes se realizó a través de un muestreo no probabilístico por conveniencia con criterios de inclusión que incluyeron: a) participación voluntaria en el presente estudio; b) ser estudiante legalmente matriculado; c) tener asistencia regular; d) firma de carta de consentimiento para el uso académico de la información recolectada; e) presentar un estudio físico y emocional adecuado para la evaluación psicométrica.
Cuestionario de Salud General. (Goldberg, 1978) en la versión reducida de 12 ítems (GHQ-12, Goldberg et al., 1997) adaptada en población española (Rocha et al., 2011), el mismo que tiene por objetivo la evaluación de la salud mental tanto en población general como en clínica. Cuenta con 12 ítems divididos en preguntas positivas (ítems: 1, 3, 4, 7, 8 y 12) y negativas (ítems: 2, 5, 6, 9, 10, 11), con respuesta en escala de respuesta tipo Likert de cuatro opciones entre 0 (No, en absoluto) a 3 (Más que antes). Además, es fiable (α = .89) y convergente con escalas de medición de depresión (r = .92) y ansiedad (r = .85) (García-Viniegras, 1999).
Previo al señalamiento de los resultados, se debe mencionar que la gestión informática se la hizo con los programas SPSS versión 21 (IBM Corp., 2012), AMOS versión 23 (Arbuckle, 2014) y Factor (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2013).
Se muestra inicialmente la comprobación del supuesto de normalidad multivariada, el cual existe cuando los valores de la asimetría y la curtosis se mantienen en el umbral ± 1.5 (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). Como se observa en la tabla 1, no se cumple con este supuesto, pues en el ítem 11 la curtosis (-1.70) y la asimetría (1.67) se encuentran por fuera del criterio de referencia.
También se muestra un análisis de correlación ítem-test corregida (r(i-tc)), que permite conocer la presencia o no de multicolinealidad con valores superiores a .95 (Kline, 2011). En este caso, todos los ítems se encontraron por debajo de este criterio, por lo que existe ausencia de multicolinealidad y no se requiere del retiro de ítem alguno ya que no se perciben redundancias entre los mismos.
Análisis multivariado de los ítems del GHQ-12
Nota r(i-tc): Correlación ítem-test corregida
Para el Análisis Factorial Exploratorio (AFE), se segmentó una parte de la muestra y se tomó 342 casos para un análisis secuencial e independiente con otros análisis. El tamaño de la muestra que se utilizó es el adecuado, ya que está por encima del criterio de 5 participantes por ítem (Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 1998). Las pruebas de capacidad de la prueba en la conformación de factores señalan que es óptima para la conformación de las mismas, con valores de KMO . 0.871 al igual que la prueba de esfericidad de Bartlett X2= 1094.98; p < .001.
El AFE del GHQ-12 como está en la tabla 2, con Extracción de Componentes Principales y con rotación Varimax evidenció la conformación de tres factores, que explican el 56.2% de la varianza. Por otra parte, en el análisis de comunalidades (h2) no se encontraron valores superiores a .95 ni inferiores a .20 por lo que se desestima la presencia de redundancia o baja comunalidad y no requiere la eliminación de ítems.
El Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) se realizó en los 245 participantes restantes, que es un tamaño adecuado para estos análisis, al ser superior a 200 casos (Boomsma & Hoogland, 2001; Batista-Fogueta, Coenders, & Alonso,2004). En este se probaron cuatro modelos estructurales del GHQ-12, con la estimación de Máxima Verosimilitud como se observa en la tabla 3.
Los resultados del AFC muestran que el mejor ajuste se encuentra en el modelo de un factor con los errores correlacionados. El Índice de ajuste absoluto (X2) fue significativo (p < .05), pero la razón Chi Cuadrado normado (X2/df) muestra la obtención de valores bajos cercanos a dos por lo que se considera aceptable (Byrne, 1989, 2006; Hu & Bentler, 1999) con un valor de X2/Df = 1.7. En los índices de bondad se encontró criterios adecuados para el GFI (Hair, Anderson, Tatham, & Black, 2004); el CFI (Hu & Bentler, 1999); el RMSEA (Byrne, 2006); y el NFI (Byrne, 2001). Con esta evidencia señalada, se estima que el modelo propuesto presenta el mejor ajuste de evaluación para la población ecuatoriana.
Sobre las características estructurales del cuestionario con el mejor ajuste, la figura 1 señala, en el AFC, que el GHQ-12 es una prueba con una estructura unidimensional con los errores correlacionados, con cargas factoriales entre .25 para el ítem 2 (n1) y .68 para el ítem 7 (p4).
Se dispuso de dos análisis estadísticos para la consistencia interna. El primero con el coeficiente de fiabilidad de Cronbach (α), el cual es usado cuando las respuestas de los ítems son continuas (Elosua Oliden & Zumbo, 2008); aunque existe una tendencia generalizada hacia su práctica para la comprobación de la fiabilidad en los diversos estudios, no es la prueba más adecuada, cuando la escala de respuesta es de cinco opciones o menos. Por lo que, se consideró también el uso
Matriz del Análisis Factorial Exploratorio con rotación Varimax del GHQ-12
Nota Método de extracción: Componentes principales
KMO: 0.871; Bartlett: 1094,98; p < .001
Modelos de ajuste factorial del GHQ-12 con estimación de máxima verosimilitud
Nota *** p < .01
del Coeficiente de McDonald (ω), recomendable cuando la composición de la respuesta es de carácter ordinal (Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017).
La consistencia interna del GHQ-12 medida con los coeficientes α y . son moderadamente elevadas, tanto para las preguntas positivas con α = .72 y ω = .72 y las negativas con α = .79 y ω = .79; mientras que en el puntaje global del test es alta con α = .83 y ω = .84. Por lo que se concluye que es adecuado.
Sobre validez de la prueba, el análisis de convergencia que se observa en la tabla 4, se realizó con la prueba de Bienestar Psicológico (BP) (Ryff, 1989; Díaz et al., 2006), ya que hay evidencia del rendimiento óptimo de esta prueba en población ecuatoriana (Moreta, Gaibor, & Barrera, 2017) y de la misma manera con medidas de salud mental (Moreta-Herrera, López-Calle, Gordón-Villalba, Ortíz-Ochoa, & Gaibor-González, 2018). Los resultados del análisis señalan la convergencia entre los componentesn del BP y las preguntas positivas y negativas del GHQ-12 junto con el puntaje global del GHQ-12 lo cual permite concluir sobre una considerable validez de la prueba como tal.
Figura 1
Análisis factorial confirmatorio del GHQ-12
X2(39)= 65.7; X2/Df= 1.7; GFI= .96; CFI= .96; NFI= .92; RMSEA= .053 [.029 – .075]
Análisis de validez con el Cuestionario de Bienestar Psicológico
Nota ** p < .01
Se buscó verificar el modelo factorial de mejor ajuste del GHQ-12 aplicado en una muestra de estudiantes ecuatorianos y determinar la fiabilidad y validez del mismo. En el primer caso, si bien el AFE mostró la estimación de tres factores que permiten explicar la varianza con valores del 56.2% y que estudios previos arrojan igual número de factores (Kuruvilla et al., 1999; Sánchez-López & Dresch, 2008; Diez & López, 2014), el AFC arroja valores ambigüos y sus ajustes son menos robustos frente a aquellos en los que se analiza al GHQ-12 de manera unidimensional.
En este aspecto, el AFC señaló que la prueba tiene un mejor ajuste de manera unidimensional con errores correlacionados como se señaló en la gráfica 1 y con valores similares en estudios anteriores como en la versión inglesa (Hankins, 2008), la española (Rocha et al., 2011) y la chilena (Diez & López, 2014). Es importante considerar las opiniones de Hankins (2008) sobre las preferencias en el uso de la prueba como instrumento unidimensional y las razones para hacerlo, pues al menos en la población ecuatoriana, española, chilena e inglesa se corroboran estos criterios.
Al contrastar con los estudios de Villa, Zuluaga y Restrepo (2013) en Colombia y García-Viniegras (1999) en Cuba, en el que se encontraron dos factores con explicaciones de la varianza elevada, se anota que estos estudios carecen de AFC, por lo que sus resultados son discutibles. Por lo tanto, este trabajo en ecuatorianos presenta mayor solidez sobre la composicion de la prueba, tanto por el uso de más mecanismos de verificación, como de partición de la muestra para el manejo independiente de los análisis factoriales.
En cuanto a la fiabilidad, se puede determinar que es elevada con valores superiores a .80. Además, fue medido por dos estadísticos distintos de valoración de la fiabilidad para garantizar los resultados de manera óptima considerando lo dicho por Elosua Oliden y Zumbo (2008) que mejoran la exploración de los instrumentos de medición. Cabe señalar, que los estudios referenciales no presentan análisis de medición de esta área con mecanismos de doble verificación, por lo que este estudio es pionero en el análisis de las propiedades de esta prueba en el Ecuador y en la región. Sobre los puntajes de fiabilidad obtenidos, valores similares se encontraron previamente en los trabajos de Rocha y otros (2011); García-Viniegras (1999) y Kuruvilla (1999). Además, los resultados sobrepasan puntuaciones de otros estudios como el de Brabete (2014); y Sánchez-López y Dresch (2008). Con estos aspectos señalados se puede concluir que el GHQ-12 es una prueba adecuada para estudiantes de nivel superior ecuatorianos y con criterios confiables sobre algunos de los indicadores de las condiciones de salud mental.
En cuanto a la validez externa, el GHQ-12 converge moderadamente con el Bienestar Psicológico, pues cuenta con un nivel aceptable de validez; además, en trabajos previos referenciales, se probó el GHQ-12 con pruebas de ansiedad (Sánchez-López & Dresch, 2008) y de ansiedad y depresión (García-Viniegras, 1999) pero no con pruebas que miden los aspectos positivos de la salud como el presentado en este estudio y que permite contribuir a un mejor entendimiento de la mecánica comportamental de la prueba.
Con estos aspectos mencionados, las implicaciones de los hallazgos evidencian que el GHQ-12 cuenta con condiciones adecuadas de evaluación de la salud mental en el contexto de adultos ecuatorianos a nivel de fiabilidad y validez externa. Esto permite a futuro, realizar estudios desde la percepción de los involucrados y complementarlos con otras pruebas que valoren de manera objetiva los signos de alteración mental y comportamental. Si bien es cierto que los estudios de evaluación de la prueba aún no son concluyentes, pues se requerirán de otros análisis que ayuden a garantizar la confianza en la prueba, este trabajo abre la puerta para el desarrollo de esta línea de investigación en aspectos relacionados.
Se debe considerar que los participantes son exclusivamente estudiantes universitarios, por lo que se requieren de más estudios en otros segmentos poblacionales como adolescentes, adultos mayores y población clínica con alteraciones médicas o psicológicas para realizar una estimación correcta de la unidimensionalidad de la prueba. Otro elemento que debe ser tomado en consideración es que no se realizaron otros estudios complementarios de datos sobre la validez de la prueba como la discriminante, de preferencia entre población clínica y no clínica, y de validez de estabilidad temporal con intervalos de tiempo de dos, tres y/o, seis semanas, entre otros que son poco frecuentes en su realización.
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Análisis multivariado de los ítems del GHQ-12
Nota r(i-tc): Correlación ítem-test corregida
Matriz del Análisis Factorial Exploratorio con rotación Varimax del GHQ-12
Nota Método de extracción: Componentes principales
KMO: 0.871; Bartlett: 1094,98; p < .001
Modelos de ajuste factorial del GHQ-12 con estimación de máxima verosimilitud
Nota *** p < .01
Figura 1
Análisis factorial confirmatorio del GHQ-12
X2(39)= 65.7; X2/Df= 1.7; GFI= .96; CFI= .96; NFI= .92; RMSEA= .053 [.029 – .075]
Análisis de validez con el Cuestionario de Bienestar Psicológico
Nota ** p < .01
