Los trastornos de ansiedad y del humor poseen la prevalencia más elevada de los problemas de salud mental en atención primaria (^{Kessler et al., 2005}). Se estiman en el 20 % de la población mundial, causando una incapacidad sustancial y se convertirán en la principal causa de carga de enfermedad para el año 2020 en los países desarrollados (^{Organización Mundial de la Salud [OMS], 2001}).

En la adquisición y el mantenimiento de los trastornos emocionales podemos encontrar dos tipos de vulnerabilidades. Una vulnerabilidad temperamental, que señala a algunos rasgos de la personalidad, como el neuroticismo/afectividad negativa y la extraversión/afectividad positiva, y las vulnerabilidades cognitivas, que son características parecidas a los rasgos estables de personalidad que interactúan con el estrés significativo de la vida, confiriéndole responsabilidad en los trastornos emocionales (^{Reardon & Williams, 2007}). La posibilidad de que diversos trastornos compartan elementos de vulnerabilidad enlaza directamente con el concepto de proceso transdiagnóstico, que hace referencia a la existencia de un factor de riesgo común o a un proceso que pudiera estar en la etiología y el mantenimiento de diversos trastornos emocionales (^{Egan, Wade, & Shafran, 2011}).

El interés con respecto a la naturaleza de la depresión y la ansiedad ha recibido una amplia atención en la bibliografía científica (^{Anderson & Hope, 2008}), y para la explicación de la co-ocurrencia entre ambos constructos se ha propuesto el modelo tripartito (^{Clark & Watson, 1991a}). Las tasas de comorbilidad entre los trastornos emocionales tienen serias implicaciones para el diagnóstico, la priorización y diseminación de los tratamientos (^{Ehrenreich-May & Bilek, 2012}).

Respecto a su manifestación, la ansiedad y la depresión son aparentemente distintas, pues la ansiedad se centra en la emoción del miedo; en contraste, la depresión parece dominada por la emoción de tristeza (^{Buckby, Cotton, Cosgrave, Killackey, & Yung, 2008}). Esta supuesta distintividad se enfrenta con las dificultades que se han encontrado para diferenciar de forma empírica ambos constructos. La validez en la distinción conceptual entre la ansiedad y la depresión invariablemente se ha cuestionado, pues los estados de ánimo depresivo y ansioso a menudo co-ocurren y sus síntomas claves muestran un solapamiento sustancial que implican unos factores clínicos y etiológicos comunes (^{Mineka, Watson, & Clark, 1998}).En la actualidad existen varias medidas de autoinforme para evaluar la ansiedad y la depresión. Sin embargo, los datos empíricos han observado algunas limitaciones de esos instrumentos, estableciendo la necesidad de nuevas y mejores medidas para evaluarlos. Los instrumentos que evalúan ansiedad y depresión están altamente correlacionados, dando lugar a una validez discriminante modesta (^{Clark & Watson, 1991a}). En este sentido: 1) las escalas basadas en listas de adjetivos no proporcionan medidas discriminantes del estado de ánimo depresivo y ansioso (^{Clark & Watson, 1991a}); 2) las escalas correlacionan entre 0.62 y 0.7 a través de un amplio rango de muestras de pacientes y no clínicas, mostrando un elevado solapamiento en contenidos (^{Chorpita & Daleiden, 2002}) y 3) aproximadamente, la mitad de los pacientes diagnosticados de un trastorno depresivo o de ansiedad manifiestan síndromes relativamente puros de uno u otro tipo de trastorno.

Para conocer las relaciones entre ansiedad y depresión se ha propuesto el Modelo Tripartito de la Ansiedad y Depresión (^{Clark & Watson, 1991a}), que explica tanto las características distintivas como las solapadas entre los dos constructos. Este modelo parte de la Teoría del Afecto (^{Tellegen, 1985}), que considera a este último constituido por dos dimensiones básicas, el afecto positivo (AP) y el afecto negativo (AN), y al cual ^{Clark y Watson (1991a)} añadieron una tercera dimensión, que parece ser relativamente específica de los trastornos de ansiedad, la ansiedad somática (AS). Esta última se caracteriza por una serie de manifestaciones de tensión y activación somática. El AN se asocia a múltiples variables, entre las que se encuentran el nerviosismo, el pesimismo y la baja autoestima (^{González, Herrero, Viña, Ibáñez, & Peñate, 2004}). El AP refleja la medida en que una persona se siente activa, entusiasta; por el contrario, el bajo AP o anhedonia se caracteriza por fatiga, falta de interés por las cosas (^{Clark & Watson, 1991a}). Así, el nerviosismo, la tensión y la preocupación parece estar más relacionada con la ansiedad, por el contrario, la cólera, la culpabilidad y la tristeza lo hacen con depresión (^{Buckby et al., 2008}).El modelo tripartito señala que los trastornos depresivos y de ansiedad comparten un factor general de un elevado AN. Por otra parte, ambos trastornos poseerían también una serie de síntomas, así la ansiedad somática (AS) es especifica de los trastornos de ansiedad y la anhedonia o bajo AP lo es de la depresión (^{Clark & Watson, 1991a}). Para evaluar empíricamente su modelo, los autores desarrollaron un autoinforme de 90 ítems, el Cuestionario de Síntomas de Ansiedad y del Humor (^{Watson et al., 1995}).

Las investigaciones sobre la validez de constructo del MASQ90 con muestras clínicas y población normal, donde se ha empleado el análisis factorial exploratorio, han encontrado una adecuada validez de constructo de las tres escalas (^{de Beurs, den Hollander-Gijsman, Helmich, & Zitman, 2007}). Sin embargo, cuando se ha empleado el análisis factorial confirmatorio, los datos no fueron adecuados para las tres dimensiones, encontrando una estructura bidimensional (^{Boschen & Oei, 2007}; ^{Buckby et al., 2008}).

Estos resultados del análisis factorial exploratorio formulan algunas deficiencias en el MASQ90. Así, 1) un tercio de los ítems mostraban saturaciones débiles o complejas (^{de Beurs et al., 2007}), de manera que la eliminación de estos ítems podrían mejorar la validez del MASQ90 (^{Boschen & Oei, 2007}); 2) de los 90 ítems del cuestionario se incluyen 77, sugiriendo que no todos son necesarios para la formulación del modelo; 3) los resultados del análisis factorial exploratorio mostraron saturaciones que difieren de su predicción teórica; 4) varios ítems fueron colocados incorrectamente y 5) el factor de AP fue definido muy claramente por ítems positivos del afecto. Otras dificultades se refieren a su validez discriminante moderada, dado la alta validez convergente entre ansiedad y depresión, esta co-ocurrencia se ha observado en muestras de la población general y clínicas, no solo en medidas de autoinforme, sino también en escalas de calificación de médicos, padres y maestros (^{de Beurs et al., 2007}; ^{Mineka et al., 1998}).Estos resultados sugieren de alguna manera una propuesta de mejoras y modificaciones en el MASQ90. Así, en un intento de paliar las limitaciones anteriores, se han elaborado versiones cortas, como el MASQ62 que está constituido por 62 ítems (^{Clark & Watson, 1991b}) y el Mini-Masq26 que consta de 26 ítems (^{Casillas & Clark, 2000}).Recientemente se ha publicado una versión holandesa de 30 ítems, el MASQD30 (^{Wardenaar et al., 2010}), cuyas propiedades psicométricas fueron investigadas y comparadas entre los datos obtenidos y el MASQ90, alcanzando un modelo de tres dimensiones. Las escalas del MASQD30 demostraron adecuadas propiedades psicométricas (tanto en muestras clínicas como de la población general), siendo los coeficientes de consistencia interna de 0.91 para AN, 0.93 para AP y 0.87 para AS. En cuanto a la validez convergente y discriminante, el AN correlacionó 0.78 con el BDI-II y 0.6 con el BAI. La AS muestra coeficientes de correlación con el BAI de 0.76 y 0.55 con el BDI-II. En cuanto al AP o Depresión Anhedonia, correlaciona 0.56 con el BDI-II y 0.49 con el BAI. Estos coeficientes son muy similares a los del MASQ90, señalando que la validez convergente y discriminante del MASQ90 se preserva en el MASQD30 (^{Wardenaar et al., 2010}).

Así las cosas, los objetivos de esta investigación son conocer la validez de constructo, así como las propiedades psicométricas de una versión corta de 30 ítems (el MASQE30) en una muestra de población general de Canarias.

Método

Resultados

Se presentan a continuación los resultados de la validez de constructo, convergente y discriminante, así como las propiedades psicométricas del MASQ30. Pero es necesario matizar una pequeña modificación que se realizó en el MASQE30, tal como sustituir el ítem tres “Me sobresalté fácilmente”, por el ítem 69 “Mis músculos se crisparon o temblaron”.

Validez estructural y de constructo

Análisis Factorial Exploratorio

Se someten los 30 ítems a un análisis factorial exploratorio de componentes principales y rotación Promax, empleando el método de estimación WLSMV del Mplus versión 3.0 (^{Muthen & Muthen, 1998}). No obstante, frente a este criterio se valoraron los resultados de dos procedimientos más fiables para resolver la cuestión de cuántos factores retener y rotar (^{Velicer, Eaton, & Fava, 2000}): el Test de mínima correlación parcial promediada (Minimum Average Partial [MAP]; ^{Velicer, 1976}) y el Análisis paralelo (Parallel Analysis [PA]; ^{Horn, 1965}). En la Tabla 1, atendiendo a los criterios anteriores, se retuvieron tres factores que explican el 39.7 % de la varianza. El Factor 1 se denominó AN (afecto negativo), el Factor 2, AS (Ansiedad Somática) y el Factor 3, AP (Afecto Positivo). Estos resultados se pueden observar en la Tabla 1.

Tabla 1 Análisis factorial exploratorio para el MASQE30 (método de estimación WLSMV) N = 493 

^Nota.AN = Afecto negativo; AS = Ansiedad Somática; AP = Afecto positivo; V. P.= Valor Propio; %V. T.= Porcentaje de varianza total, %V. A.= Porcentaje de varianza acumulada; r _xy = correlación ítem-total; a = alfa de Cronbach sin el ítem; M = Media; DE = desviación estándar.

Análisis Factorial Confirmatorio

Dos cuestiones se pretenden resolver con estos análisis: la bondad de ajuste del modelo de tres factores propuesto y si es mejor incluir el ítem 3 “Me sobresalté fácilmente” o el 69 “Mis músculos se crisparon o temblaron” de la escala original en el segundo factor (AS).

En la Tabla 2, se observa que ningún ítem se distribuía de forma normal, por lo que se descartó la normalidad multivariable, empleándose procedimientos robustos a la falta de normalidad: ML robusto como método de estimación y chi-cuadrado robusta de Satorra-Bentler (^{Satorra & Bentler, 1994}). Dado que los ítems se recogen en una escala tipo Likert de 5 alternativas de respuesta y que se trataría de una variable ordinal, se emplea igualmente el método de estimación de mínimos cuadrados ponderados robustos (Weighted Least Squares Mean and Variance Adjusted [WLSMV]), adecuado para este tipo de datos. Los análisis se efectuaron con el Mplus 3 (^{Muthen & Muthen, 1998}).

La magnitud de los índices de ajuste fue evaluada siguiendo las recomendaciones de ^{Hu y Bentler (1999)}p > 0.95 para el Índice de Ajuste Comparativo (CFI) y el Índice de Tucker Lewis (TLI) p < 0.06 para el error de aproximación a la raíz cuadrada media (RMSEA), p < 0.08 para los residuales estandarizados (SRMR). En todo caso, hay que hacer notar que los puntos de corte para los índices de ajuste a un modelo no están establecidos de forma inequívoca. Así, algunos autores consideran que 0.95 es un punto de corte demasiado restrictivo cuando se emplean modelos complejos y datos reales, no simulados (^{Marsh, Hau, & Wen, 2004}). Para todos los modelos y métodos de estimación, todos los parámetros son significativos con p < 0.01.

En cuanto a si es preferible optar por el ítem 3 o el 69 del MAQ90, los datos de la Tabla 2 parecen indicar que es indiferente. Cuando se analizan las variaciones en ajuste para la escala AS, parece más adecuado retener el ítem 3 (mejores índices de ajuste o similares), pero cuando se contemplan los tres factores conjuntamente, los mejores índices se obtienen para con el ítem 69.

Tabla 2 Índices de ajuste para el MASQE30 (con ítem 69 o ítem 3, según el caso) 

Con respecto a la estructura factorial de la prueba, en la Tabla 3, el escaso ajuste de la solución monofactorial de 30 ítems indica la existencia de más de un factor. Los análisis factor a factor obtienen un buen ajuste (especialmente para el método de estimación WLSMV). No se puede descartar, por tanto, la existencia de esos factores. Pero la cuestión más importante es lo que ocurre cuando factorizamos los 30 ítems conjuntamente y los asignamos a los factores teóricos, el ajuste es también adecuado o bueno.

Tabla 3 Análisis factorial confirmatorio: saturaciones factoriales estandarizadas para el MASQ-30 

WLSMV - Correlación factores: F1-F2: 0.74; F1-F3: -0.51; F2-F3: -0.34 MLM - Correlación factores: F1-F2: 0.68; F1-F3: -0.48; F2-F3: -0.3

Fiabilidad: consistencia interna (α de Cronbach) y test-retest

En la Tabla 4, se observa que los coeficientes de consistencia interna para el MASQE30 oscilan entre 0.83 y 0.92 y la fiabilidad test-retest entre 0.41 y 0.62, siendo en todos los casos muy similares al MASQ90.

Tabla 4 Consistencia interna (α de Cronbach) y fiabilidad test-retest (r_xy) para el MASQ-90 y el MASQ-30 

^Nota.AN = Afecto negativo; AS = Ansiedad somática; AP = Afecto positivo; MASQ90 = Puntuación total en el cuestionario MASQ90; MASQE30 = Puntuación total en el cuestionario MASQE30; Entre paréntesis el número de ítems; *** = p £ 0.001.

Validez convergente y discriminante: coeficientes de correlación entre los factores del MASQ90 y el MASQE30

En la tabla 5, se pueden observar los coeficientes de correlación interfactores del MASQE30. Así, AS correlaciona (r _xy = -0.24) con AP y (r _xy = 0.6) con AN; AP correlaciona (r _xy = -0.38) con AN. Estos coeficientes son bastantes similares al MASQ90. En la misma tabla se presentan los coeficientes de correlación de los tres factores de las dos escalas.

Tabla 5 Coeficientes de correlación (r de Pearson) intrafactores de los cuestionarios MASQ90 y MASQE30 y de los primeros con los segundos 

^Nota.AN = Afecto negativo; AS = Ansiedad somática; AP = Afecto positivo; MASQ90 = Puntuación total en el cuestionario MASQ; MASQE30 = Puntuación total en el cuestionario MASQE30; *** = p £ 0.00.

Validez convergente y discriminante entre variables psicopatológicas con las dos versiones del MASQ

En la Tabla 6, se presentan los coeficientes de correlación de orden cero de los tres factores del MASQE30 con variables psicopatológicas. Así, el promedio de coeficientes de correlación de los tres factores con depresión es como sigue: r _xy = 0.46 con AS; r _xy = -0.41 con AP y r _xy = 0.61 con AN. Para la ansiedad, AS correlaciona un promedio de r _xy = 0.63, con AP es de r _xy = -0.21 y con AN es de r _xy = 0.58.

Tabla 6 Coeficientes de correlación de orden cero entre los factores del MASQ90 y MASQE30 con variables psicopatológicas 

^Nota.AN = Afecto negativo; AS = Ansiedad somática; AP = Afecto positivo; BDISO = Síntomas somáticos de la depresión; BDICA = Síntomas cognitivo-afectivos de la depresión; BDI-II = Depresión; BAISUB = Síntomas cognitivos del pánicos: BAIFI = síntomas físicos; BAI = Ansiedad subjetiva y pánico; * = p £ 0.05; *** = p £ 0.001.

Validez predictiva

Los resultados que se exponen en la Tabla 7 son análisis de regresión múltiple, en los que se toman como predictoras los tres factores del MASQE30 y como variables criterio dos variables de síntomas, a saber: depresión (BDI-II) y ansiedad subjetiva y pánico (BAI). Se empleó la regresión jerárquica. Así, AN es un factor común a los dos trastornos evaluados, con un peso β más elevado (0.49) en depresión. La AS es común tanto a la ansiedad como a la depresión, con un peso β más alto (0.46) en ansiedad. Finalmente, el AP bajo es especifico de la depresión.

Tabla 7 Análisis de regresión jerárquica 

^Nota.BAI = Agorafobia-pánico; BDI-II = Depresión; AN = Afecto Negativo; AP = Afecto positivo; AS = Ansiedad somática; β = el valor de beta y la probabilidad asociada corresponden al paso en que se introduce la variable. **= p ≤ 0.01; ***= p ≤ 0.001; ****= p ≤ 0.0009.

Discusión

Se presenta una versión corta de 30 ítems adaptado del holandés del MASQD30 (^{Wardenaar et al., 2010}) y modificado por los autores de este trabajo del MASQ (^{Watson et al., 1995}), para evaluar su modelo tripartito. Los resultados de los análisis factoriales tanto exploratorio como confirmatorio corroboran una estructura de tres factores cada uno de ellos con 10 ítems, a saber: el afecto negativo (AN), el afecto positivo (AP) y la ansiedad somática (AS), semejantes a la de los autores originales, que confirman la adecuada validez de constructo del MASQE30 en esta muestra de la población general canaria. Por otro lado, parece adecuada la modificación propuesta en el factor de AS, es decir, sustituir el ítem tres “Me sobresalté fácilmente” por el ítem 69 “Mis músculos se crisparon o temblaron”. La fiabilidad, entendida como consistencia interna y test-retest son altamente satisfactorias y muy similares a los de la muestra holandesa. En lo que se refiere a la validez convergente y discriminante del MASQE30 con trastornos de ansiedad y del estado de ánimo los datos son adecuados (^{Wardenaar et al., 2010}).

Tal y como formula el modelo tripartito, el afecto positivo bajo (AP) es específico de la depresión, que se confirma en este trabajo, pero también se evidencia que AS se relaciona con depresión, dato discordante con el modelo. En este sentido, algunas investigaciones también han encontrado apoyo para una relación significativa entre la AS y la depresión, en contraposición al modelo tripartito (^{Chorpita & Daleiden, 2002}). Por otra parte, la AS no distingue entre pacientes con y sin trastorno de ansiedad (^{Buckby, Yung, Cosgrave, & Killackey, 2007}).Algunas limitaciones presenta el presente estudio. Una primera es que los 30 ítems de esta versión se extrajeron de los 90 ítems de MASQ. Por otra parte, se realizó una investigación solo con población general, cuando es deseable contar con una amplia muestra de población clínica. En este estudio el porcentaje de mujeres duplica al de hombres, por lo que se proponen estudios posteriores en los que se equipare la muestra por género, así como el análisis de la invariancia factorial por género. Los análisis factoriales exploratorios y confirmatorios se realizan con la misma nuestra, aunque un estudio posterior de los mismos autores confirma una validez de constructo similar a la encontrada aquí.

Las vulnerabilidades temperamentales mencionadas al inicio se sitúan en un orden superior, que aunque necesarias, no son suficientes para explicar la etiología y mantenimiento de los diferentes trastornos de ansiedad y del humor, haciéndose necesario el estudio de vulnerabilidades cognitivas que pudieran ser transdiagnósticas a esos trastornos, y que estarían en un orden inferior, tales como la intolerancia a la incertidumbre, la rumia, la preocupación, la sensibilidad a la ansiedad y el perfeccionismo.