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Revista entorno, Universidad Tecnológica de El Salvador, número 71, enero-junio 2021, ISSN: 2071-8748, e-ISSN: 2218-3345
https://biblioteca2.utec.edu.sv/entorno/index.php/entorno
Adaptación psicométrica del
Cuestionario de Salud General
(GHQ-12) en una muestra
de adultos salvadoreños
Marlon Elías Lobos-Rivera
1
ORCID: 0000-0002-7995-6122
José Ricardo Gutiérrez-Quintanilla
2
ORCID: 0000-0003-3856-1527
Recibido: 7 de abril 2021
Aceptado: 20 de mayo 2021
Resumen
El presente estudio, de tipo instrumental con
diseño transversal, tiene como objetivo adaptar el
Cuestionario de Salud General (GHQ-12) en una
muestra de adultos salvadoreños. Se utilizó un
muestreo no probabilístico de tipo intencionado. La
muestra fue de 419 salvadoreños, de ambos sexos.
La técnica de recolección de datos fue la encuesta.
La media de edad total fue de 29.04 años, con una
desviación estándar (SD) de 8.10. En los hombres,
la media de edad fue de 29.98 años, con SD de
8.13, y en las mujeres, de 28.48 años, con SD de
8.05. Los resultados indican que el GHQ-12 posee
adecuada validez de constructo mediante análisis
factorial exploratorio y análisis factorial conrmatorio
(AFC), comprobando que el instrumento se puede
Abstract
The objective of this instrumental study, with a
transversal design, is to adapt the General Health
Questionnaire (GHQ-12) in a sample of Salvadorean
adults. For the study, a non-probabilistic intentional
sampling was used. The sample included 419
Salvadoreans from both genders. The data collection
technique used was the survey. The total median
of age was 29.04, with a standard deviation (DS)
of 8.10. In men, the total median of age was 29.98,
with a SD of 8.13, and in women, 28.48 years of age,
with a SD of 8.05. The results show that the GHQ-
12 has an adequate construct validity through a
exploratory factor analysis and a conrmatory factor
analysis (AFC), thus proving that the instrument can
be applied in both a one-dimensional and a three-
DOI: https://doi.org/10.5377/entorno.v1i71.14330
URI: http://hdl.handle.net/11298/1211
Psychometric adaptation of the General Health Questionnaire (GHQ-12)
in a sample of Salvadorean adults
1 Marlon Elías Lobos Rivera es Licenciado en Psicología, Master en Educación Universitaria. Profesor e investigador, Universidad Tecnológica
de El Salvador. marlon.lobos@mail.utec.edu.sv
2 José Ricardo Gutiérrez-Quintanilla es doctor en Psicología. Profesor e investigador, Universidad. Tecnológica de El Salvador. jose.gutier-
rez@utec.edu.sv
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Adaptación psicométrica del Cuestionario de Salud General (GHQ-12) en una muestra de adultos salvadoreños.
Marlon Elías Lobos-Rivera, pp. 91-104, Revista entorno, número 71, enero-junio 2021, ISSN: 2071-8748, e-ISSN: 2218-3345
aplicar de forma unidimensional y tridimensional.
Ambos modelos brindaron resultados similares. La
conabilidad mediante Alfa de Cronbach es superior a
.80, tanto en las tres dimensiones como en el modelo
unidimensional. Lo anterior, indica que el GHQ-12
posee adecuadas propiedades psicométricas para
evaluar la salud mental en el contexto salvadoreño.
Palabras clave
Psicometría, salud mental, salvadoreños, GHQ-12.
dimensional manner. Both models showed similar
results. The reliability through Cronbach´s Alfa is
higher than .80, in the three dimensions and in the
one-dimensional model. This indicates that the GHQ –
12 has adequate psychometric properties to evaluate
the mental health in the Salvadorean context.
Keywords
Psychometry, mental health, Salvadorean, GHQ-12.
Introducción
El GHQ fue desarrollado por Goldberg como instrumento
autoaplicable de screening para evaluar el bienestar
psicológico y detectar problemas no psiquiátricos. La
versión original fue de 60 ítems (GHQ-60), luego fue
reducida a 30 (GHQ-30), posteriormente a 28 (GHQ-
28), y nalmente a 12 (GHQ-12) (Goldberg, Gater,
Sartorius, Ustun, Piccinelli, Gureje & Rutter, 1997;
Goldberg & Hillier, 1979; Goldberg, Rickels, Downing
y Hesbacher, 1976; Goldberg & Williams, 1988). El
instrumento cuenta con una escala de respuesta de
tipo Likert de cuatro opciones. Las dimensiones del
instrumento varían según el país donde se ha validado.
En algunos artículos indican que el instrumento es
unidimensional (Brabete, 2014; Hankins, 2008a; Moreta-
Herrera, López-Calle, Ramos-Ramírez, & López-Castro,
2018; Smith, Oluboyede, West, Hewison & House, 2013;
Solís-Camara, Meda-Lara, Moreno-Jiménez & Juárez-
Rodríguez, 2016; Ye, 2009), en otros arman que el
instrumento posee dos dimensiones (Campo-Arias,
2007; Cifre-Gallego & Salanova-Soria, 2000; García-
Viniegras, 1999; Villa, Zuluaga-Arboleda & Restrepo-
Roldan, 2013; Werneke, Goldberg, Yalcin y Ustun, 2000),
y algunos autores conrman que existen tres factores
(Graetz, 1991; Rivas & Sánchez-López, 2014).
El presente estudio, tiene como objetivo determinar
la estructura factorial del GHQ-12, como fundamento
empírico de validez y conabilidad en una muestra de
población general adulta salvadoreña. Para ello, se
aplicará el análisis factorial exploratorio (AFE) mediante
componentes principales, y se aplicarán cuatro modelos
de ajuste con AFC. Ante el objetivo, surge el interrogante
¿cuál será la mejor estructura factorial, considerando
ambas técnicas analíticas? Ya que en El Salvador no
se cuenta con la adaptación psicométrica de uno de los
cuestionarios de personalidad más utilizados a escala
global en virtud de su tamaño y el constructo que mide,
como es el bienestar psicológico y la salud mental.
Además, tiene la fortaleza de que se puede aplicar
tanto en muestras clínicas y como no clínicas.
El GHQ-12 ha sido traducido a 38 idiomas alrededor del
mundo, entre estos, el alemán, japonés, árabe, rumano
y español. En investigaciones que pretenden obtener
las propiedades psicométricas de este instrumento han
encontrado coecientes de conabilidad que variaron
entre .78 a .95 (Jackson, 2007). La estructura factorial
del GHQ-12 es aun actualmente objeto de debate.
Estudios previos han reportado modelos de uno a tres
factores (Shevlin & Adamson, 2005). Recientes estudios
sugieren que el GHQ-12 debería ser usado como una
medida unidimensional (Hankins, 2008a, 2008b; Ye,
2009). Algunos autores recomiendan el modelo de
un factor por dos razones: en primer lugar, identicar
varios factores parece separar mayormente ítems de
frases negativas (NP) e ítems de frases positivas, lo
que provoca un sesgo en las respuestas (Ye, 2009);
en segundo lugar: factores previamente identicados
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Adaptación psicométrica del Cuestionario de Salud General (GHQ-12) en una muestra de adultos salvadoreños.
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presentaban altas correlaciones y tuvieron baja
potencia discriminante (Goa, Lou, Thumboo, Fones,
Li & Cheung, 2004). Todo esto arroja dudas sobre su
utilidad práctica. Estas observaciones sugieren que una
única dimensión sería más adecuada para explicar la
estructura factorial del cuestionario.
Varios análisis exploratorios y conrmatorios han
encontrado pruebas de estructuras factoriales de dos
y tres factores. La mayor parte de estos modelos han
encontrado un factor de Ansiedad/Depresión y un
factor de Disfunción social (Kihç et al., 1997; Smith,
Falloweld, Stark, Velikova & Jenkins, 2010). Otros
investigadores han sometido a prueba una serie de
modelos alternativos y han encontrado, de modo
consistente, que el modelo de tres factores Ansiedad/
Depresión, Disfunción social y Pérdida de conanza,
propuesto por Graetz (1991), se ajusta mejor a los
datos que otros modelos (Campbell, Walker & Farrell,
2003; Shevlin & Adamson, 2005). Errores en las
clasicaciones, en el cuestionario, fueron asociadas
signicativamente con educación y sexo. Los varones
fueron probablemente clasicados erróneamente como
falsos negativos, más que las mujeres, y los de bajo
nivel educativo como falsos positivos (Araya, Wynn &
Lewis, 1992).
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, 2008a); b)
la versión española en personas mayores de 16 años,
que unifactorialmente explica el 67 % de la varianza y
además con una abilidad de
= .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 abilidad
de
= .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 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] (Rivas &
Sánchez-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 reeja una
constitución de dos factores que explican el 56,7 %
de
la varianza, que se correlacionan entre sí con r = .68;
y
con abilidad 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, en el que se redujo la
prueba a 11 ítems. Los resultados mostraron una
estructura factorial que explica el 51,77 % de la
varianza, con consistencia interna de .79 y .81 para los
dos factores señalados (Villa et al., 2013). Sin embargo,
hay que considerar que estos estudios no cuentan con
análisis conrmatorios de la estructura factorial de la
prueba, por lo que hoy son cuestionables según los
estándares.
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 abilidad
obtenida fue de = .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 abilidad de = .86 (Kuruvilla
et al., 1999). En varias de las versiones que brindan
tres dimensiones se ha aplicado el AFC con ajustes
aceptables (Graetz, 1991; Rivas & Sánchez-López,
2014; Simancas-Pallares, Arrieta & Arévalo, 2017),
e inclusive, hay autores que recomiendan tanto dos
como tres factores (Urzúa, Caqueo-Urizar, Bargsted &
Irarrázaval, 2015).
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La diversidad en la estructura factorial encontrada en
los estudios del GHQ-12, tiene múltiples explicaciones;
entre ellas, se estima que se deben a los sesgos
ocasionados en los ítems negativos de la prueba
(Hankins, 2008a), al método de corrección empleado
(Campbell & Knowles, 2007) y a las técnicas de
extracción y rotación de los factores (Smith et al.,
2010). Por otra parte, destaca lo propuesto por
Hankins (2008a); y Rocha et al. (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 discriminante de los
factores previamente identicados (Goa et al., 2004).
Método
Participantes
En el presente estudio, de tipo instrumental con un diseño
transversal (Ato-García, López-García & Benavente,
2013; Montero & León, 2007), se utilizó un muestreo no
probabilístico de tipo intencionado. La muestra fue de
419 salvadoreños. La técnica de recolección de datos
fue la encuesta. La media de edad total fue de 29.04
años, con una desviación estándar (SD) de 8.10. En
los hombres, la media de edad fue de 29.98 años, con
SD de 8.13, y en las mujeres, de 28.48 años, con SD
de 8.05. Referente a las variables sociodemográcas,
262 (62,5 %) son mujeres, y 157 (37,5 %), hombres.
Con respecto a la edad, 136 (32,5 %) tienen entre 17 y
24 años; 157 (37,5 %) se encuentran entre los 25 y 30
años, 76 (18,1 %) tienen entre 31 y 39 años, y 50 (11,9 %)
oscilan entre los 40 y 60 años.
Instrumento
Cuestionario de salud general, GHQ-12 (Goldberg &
Williams, 1988). Este es un instrumento de ltrado o
tamizaje de síntomas de salud mental. El GHQ-12 cuenta
con 6 ítems positivos (1, 3, 4, 7, 8, 12) y 6 negativos (2,
5, 6, 9, 10, 11), y tiene una escala de respuesta de tipo
Likert de cuatro opciones (0-1-2-3). Este cuestionario
ha sido adaptado en diversos países a escala mundial,
y según el país posee distintas estructuras factoriales;
para dar mayor detalle, en México (Solís-Cámara et
al., 2016) y en Ecuador (Moreta-Herrera et al., 2018)
los autores, en sus respectivos países, indican que el
GHQ-12 es un instrumento unidimensional; es decir,
que los 12 ítems del cuestionario miden salud mental
como variable única. La salud mental se puede denir
como un estado de bienestar, en el cual los individuos
reconocen sus habilidades, son capaces de enfrentarse
con los estresantes normales de la vida, pueden trabajar
de una manera productiva y hacer contribuciones en
sus comunidades (Okasha, 2005).
En Cuba, García-Viniegras (1999), en su adaptación,
revela que el instrumento posee dos dimensiones:
bienestar psicológico, que tiene que ver con los
afectos positivos, un sentimiento de bienestar
general y su expresión psicosiológica; se compone
de seis ítems (1, 2, 5, 7, 9, 12); y funcionamiento
social, que marca la competencia del individuo en
cuanto a su capacidad de enfrentamiento adecuado
a las dicultades, su capacidad de tomar decisiones
oportunas y de autovalorarse positivamente; se
compone de seis ítems (3, 4, 6, 8, 10, 11). Los puntos
de corte del cuestionario indican que puntajes entre
10 y 16 pueden ser interpretados como normales, y
puntajes superiores a 16 indican deterioro de salud
mental, y puntajes menores a 10 se consideran
como bajos en cuanto al deterioro de la salud
mental. En las versiones anteriores, los autores
reportaron propiedades psicométricas de validez y
conabilidad. En este último, en ambas adaptaciones
se encontraron índices superiores a .80. En estudios
salvadoreños (Chacón-Andrade, Gutiérrez-Quintanilla,
Lobos-Rivera, MacQuaid y Flamenco-Cortez, 2018;
Durán-Hernández & Lobos-Rivera; 2020; Gutiérrez-
Quintanilla, 2012, 2016; Gutiérrez-Quintanilla, Martínez
& Lobos-Rivera, 2017), se utilizó la versión cubana.
No obstante, únicamente se reportaron índices de
conabilidad, pero no de validez. Tanto en los estudios
anteriores como en el presente estudio, se utiliza la
escala de respuesta original del instrumento.
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En Chile, Rivas y Sánchez-López (2014) demostraron
que el cuestionario presentó tres dimensiones, tomando
de referencia el modelo propuesto por Graetz (1991).
Las autoras expresaron que dichas dimensiones
son: disfunción social (ítems 2, 5, 6, y 9), la cual está
relacionada con las actividades diarias del individuo y sus
habilidades de enfrentamiento de situaciones difíciles
(Politi, Piccinelli & Wilkinson, 1994); disforia (ítems 1,
3, 4, 7, 8, y 12), que se caracteriza por la presencia de
emociones desagradables como la tristeza (depresión),
ansiedad, sensación de irritabilidad, entre otras (Abess,
2006); y pérdida de conanza (ítems 10 y 11). La versión
chilena, posee propiedades psicométricas aceptables
de validez de constructo a través del análisis factorial
exploratorio y conrmatorio; a su vez, el índice de
conabilidad es mayor a .80.
Resultados
Validez de constructo
Para la validez de constructo, se realizó un AFE
mediante el método de componentes principales. Tanto
el análisis Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = .92) como la
prueba de esfericidad de Bartlett (X
2
(419) = 2468.36; p
= .001) indicaron la adecuación de los datos para este
tipo de análisis. Siguiendo el procedimiento de factores
con rotación Varimax, resultó en una solución de tres
factores que explican el 66,53 % de la varianza total,
presentando casi todos los ítems valores de saturación
superiores a .30. En la tabla 1, se presenta la solución
factorial obtenida y el porcentaje de la varianza
explicada por cada factor.
Tabla 1
Matriz de componentes principales (factores), su carga factorial rotada y el porcentaje de varianza total explicada
por cada dimensión del GHQ-12
Ítems
Factores
F1
Disfunción social
F2
Disforia
F3
Pérdida de conanza
1 .356
2 .810
3 .657
4 .740
5 .763
6 .563
7 .622
8 .761
9 .523
10 .786
11 .850
12 .458
% Varianza explicada 50.64 % 8.26 % 7.73 %
.84 .82 .81
Fuente: Elaboración propia
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Complementando el AFE, se aplicó el AFC con base en
cuatro modelos: el unidimensional, el de dos dimensiones
propuesto por García-Viniegras (1999), el de tres
dimensiones propuesto por Rivas y Sánchez-López
(2014), y el unidimensional con errores correlacionados
propuesto por Solís-Cámara et al. (2016) y Moreta-
Herrera et al. (2018). El método de estimación utilizado
para este análisis fue el de máxima verosimilitud (Bollen,
1989; Herrero, 2010; Lloret-Segura, Ferreres-Traver,
Hérnandez-Baeza & Tomás-Marco, 2014), y se usarán
los indicadores de ajuste absoluto más frecuentes en el
AFC, estos son: chi cuadrado (X
2
), el cual se considera
un ajuste adecuado cuando el nivel de signicancia es
mayor a .050, permitiendo aceptar la hipótesis nula,
indicando que los errores en el modelo son nulos (Ruiz,
Pardo & San Martín, 2010). Sin embargo, en ocasiones
se rechaza la hipótesis nula debido a que el X
2
es
inuido por el tamaño de la muestra. Dicho en otras
palabras, entre más grande sea la muestra, hay más
probabilidad que se rechace la hipótesis nula, siendo el
nivel de signicancia del X
2
menor que .050.
GFI (Goodness of Fit Index) y AGFI (Adjusted Goodness
of Fit Index): El GFI indica la proporción de covariación
entre las variables explicada por el modelo propuesto
(Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010, Tanaka, 1993).
El AGFI es el GFI ajustado con base en los grados de
libertad y el número de variables (Manzano & Zamora,
2010). En ambos índices, los valores deben estar
cercanos a la unidad (valor cercano a 1). Indicando un
buen ajuste, se aceptan valores a partir de .80 (Hair,
Anderson, Tatham & Black, 2004).
CFI (Comparative Fit Index): Este índice permite
comparar de forma general el modelo estimado
(en el caso del presente estudio, el modelo de tres
dimensiones del instrumento) con el modelo nulo que
indique independencia entre las variables estudiadas
(Hair et al., 2004). Los valores cercanos a la unidad
indican en qué medida el modelo especicado es
mejor que el modelo nulo, aceptando un índice mayor
a .80 (Hu & Bentler, 1998). Sin embargo, autores como
Bentler y Bonnet (1980) expresan que el puntaje debe
ser igual o mayor a .90.
RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation):
Este índice estima el error de aproximación a un modelo
correcto (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). Un
valor menor a .05 indica que presenta un buen ajuste;
sin embargo, se pueden aceptar valores hasta .10, pero
es deseable un indicador cercano a cero (Ferrando &
Anguiano-Carrasco, 2010; Sánchez & Sánchez, 1998).
Por último, se usará el SRMR (Standarized Root Mean-
Square): Es una medida descriptiva que indica la
magnitud media de los residuales (Ferrando & Anguiano-
Carrasco, 2010). Al igual que el índice anterior, un valor
menor a .05 indica que el ajuste es bueno (Browne
& Cudeck, 1993). Sin embargo, también se aceptan
valores hasta .10 (Sánchez & Sánchez, 1998), pero es
deseable un indicador cercano a cero.
Con base en los resultados, se comprueba que los
valores adquiridos en el modelo de tres dimensiones
que propone Rivas y Sánchez-López (2014) presentan
índices de ajuste aceptables en comparación con el
modelo unidimensional original, el cual presentó el chi
cuadrado muy elevado en comparación con el modelo
tridimensional, un RMSEA superior a .10 y un SMRM
superior a .05. En ese sentido, los hallazgos permiten
comprobar que los tres factores se conguran de
acuerdo con el modelo del GHQ-12 en su versión
chilena. Cabe resaltar que el modelo unidimensional
con errores correlacionados también presenta
índices de ajuste aceptables, similares al modelo
tridimensional. En la tabla 2 se presentan cuatro
modelos del AFC: el unidimensional, el bidimensional,
el tridimensional; por último, el unidimensional con
errores correlacionados. En la gura 1 se reeja el
modelo tridimensional de la prueba.
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Tabla 2
Índices de Ajuste del GHQ-12 con base en cuatro modelos
Modelo X
2
g.l. CFI GFI AGFI SRMR RMSEA [IC 90 %]
Unidimensional 329.42 54 .86 .87 .81 .06 .113
[.101, .125]
Bidimensional 304.11 53 .87 .88 .82 .06 .108
[.097, .121]
Tridimensional 217.48 51 .91 .91 .87 .05 .090
[.079, .103]
Unidimensional con errores
correlacionados
220.75 40 .91 .91 .82 .03 .106
[.093, .120]
Fuente: Elaboración propia
Figura 1
Análisis factorial confirmatorio del GHQ-12, modelo de tres dimensiones
Pérdida de
confianza
Fuente: Elaboración propia
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Tabla 3
Media (M), desviación estándar (DE), correlación ítems total (Ci-T) y el Alfa de Cronbach si el ítem
es eliminado ( ) de la dimensión disfunción social
Ítems M SD CI-T
2 2.18 0.88 .645 .804
5 2.26 0.89 .727 .768
6 1.97 0.82 .672 .794
9 2.01 0.93 .637 .810
Fuente: Elaboración propia
En la dimensión disforia, se tuvo un valor de
consistencia
interna Alfa de Cronbach de .82 (IC al 95 %:
.80; .85).
La media de respuesta a los ítems osciló entre 1.98
(ítem 4) y 2.27 (ítem 1). En todos los ítems, la media
es inferior a la media de la escala, que es de 2.5. Las
desviaciones estándar en todos los ítems están por
debajo al valor de la unidad. Tal como se observa
en la tabla 4, junto con estos estadísticos se calculó
la correlación ítem-total y el Alfa de Cronbach si se
elimina el ítem.
Tabla 4
Media (M), desviación estándar (DE), correlación ítems total (Ci-T) y el Alfa de Cronbach si el ítem
es eliminado ( ) de la dimensión disforia
Ítems M SD CI-T
1 2.27 0.62 .500 .813
3 2.06 0.78 .574 .802
4 1.98 0.66 .683 .777
7 2.21 0.71 .581 .798
8 2.04 0.60 .633 .789
12 2.02 0.72 .597 .794
Fuente: Elaboración propia
Análisis de conabilidad
Para el análisis de ítems y de consistencia interna
de los tres factores obtenidos mediante el análisis de
componentes principales, que incluye la estructura
factorial o dimensional y se reproduce la conformación
de los factores de la adaptación chilena, midiéndose la
disfunción social con los ítems 2, 5, 6, y 9; la dimensión
disforia, con los ítems 1, 3, 4, 7, 8 y 12; y la dimensión
pérdida de conanza, con los ítems 10 y 11, se
pretende aplicar el análisis de conabilidad mediante
el Alfa de Cronbach. En la dimensión disfunción social
se obtuvo un coeciente de consistencia interna Alfa
de Cronbach de .84 (IC al 95 %: .81; .86). La media de
respuesta a los ítems osciló entre 1.97 (ítem 6) y 2.26
(ítem 5). En todos los ítems, la media se encuentra
por debajo de la media de la escala, que es de 2.5.
Las desviaciones estándar, en la mayoría de los ítems,
están cercanas al valor de la unidad. Tal como se
observa en la tabla 3, junto con estos estadísticos se
calculó la correlación ítem-total y el Alfa de Cronbach
si se elimina el ítem.
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En la dimensión pérdida de confianza, se encontró un
valor de consistencia interna Alfa de Cronbach de .81
(IC al 95 %: .77; .85). La media de respuesta a los ítems
osciló entre 1.43 (ítem 11) y 1.70 (ítem 10). En todos
los ítems, la media es inferior a la media de la escala,
que es de 2.5. Las desviaciones estándar en todos los
ítems están por debajo al valor de la unidad. Tal como
se observa en la tabla 5, junto con estos estadísticos se
calculó la correlación ítem-total y el Alfa de Cronbach si
se elimina el ítem.
Tabla 5
Media (M), desviación estándar (DE), correlación ítems total (Ci-T) y el Alfa de Cronbach si el ítem
es eliminado ( ) de la dimensión pérdida de confianza
Ítems M SD CI-T
10 1.70 0.85 .687 -
11 1.43 0.79 .687 -
Fuente: Elaboración propia
Discusión
La salud mental es uno de los temas que poco se
ha abordado en el contexto salvadoreño. En algunos
casos se evaluaba con instrumentos que, pese a que sí
se reportan los índices psicométricos de confiabilidad,
carecían de evidencias de validez, puesto que un
instrumento, pese a que sea confiable, no es suficiente
si no hay evidencias acerca de su validez en el contexto
donde se pretende aplicar la prueba. Por tal razón, el
objetivo de este estudio es adaptar un instrumento que
evalúe la salud mental en el contexto salvadoreño.
Los análisis psicométricos obtenidos en este estudio
evidencian que el GHQ-12 posee propiedades
adecuadas de validez de constructo y confiabilidad.
En un primer momento, el AFE arrojó índices
aceptables, confirmando que el instrumento posee tres
dimensiones: disforia, disfunción social y pérdida de
confianza. Este hallazgo coincide con los resultados de
Rivas y Sánchez-López (2014), quienes evidencian en
su estudio la misma estructura factorial, pese a que la
muestra en su estudio estuvo conformada por mujeres.
Y en el caso de la presente investigación, la muestra
fue de ambos sexos. La estructura se mantuvo tal y
como las autoras la presentan.
Por otro lado, el AFC comprueba que el GHQ-12
puede utilizarse como un instrumento unidimensional
con errores correlacionados (las 12 preguntas evalúan
salud mental como una única dimensión), y de manera
tridimensional, como lo refleja el AFE, confirmando
que los índices de ajuste en ambos modelos son
aceptables. Los hallazgos anteriores concuerdan con
el modelo unidimensional con errores correlacionados
de Moreta-Herrera et al. (2018); y en el caso del modelo
tridimensional, los hallazgos están en sintonía con
el modelo de Graetz (1991) y Rivas Sánchez-López
(2014). Referente a la confiabilidad, las dimensiones
del instrumento poseen coeficientes de consistencia
interna adecuados (
> .80), similares a coeficientes
obtenidos en estudios salvadoreños donde se utilizó
este instrumento (Gutiérrez-Quintanilla, 2012, 2016;
Gutiérrez-Quintanilla et al., 2017).
El GHQ-12, es uno de los cuestionarios más utilizadas
a escala internacional, por su brevedad y facilidad de
aplicación para evaluar síntomas relacionados con
la salud mental. Sin embargo, en cada contexto la
estructura factorial varía, y es por esa razón que es
importante adaptar los instrumentos que pretenden
evaluar constructos psicológicos para evitar sesgos y
errores durante la evaluación, sea está en la práctica
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profesional o en los procesos investigativos. Se
concluye que los resultados obtenidos en el presente
estudio demuestran que el GHQ-12 posee adecuadas
propiedades psicométricas para evaluar la salud mental
en el contexto salvadoreño.
En futuras investigaciones, ante mejorar las propiedades
métricas del GHQ-12, se recomienda convertir las
preguntas negativas en preguntas positivas, utilizar
una escala de respuesta cuyas opciones sean idénticas
para todas las preguntas (1 = muy habitual, 2 = habitual,
3 = poco habitual, 4 = muy poco habitual; las cuatro
opciones en las 12 preguntas); también, incrementar el
tamaño de la muestra; elaborar estudios psicométricos
en muestras clínicas, población general, adolescentes
y adultos mayores; la construcción de baremos
salvadoreños según las características de la muestra,
con la finalidad de replicar los análisis psicométricos
presentes o modificar la estructura factorial de la
prueba según los grupos etarios.
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Anexo1.
Cuestionario de Salud General (GHQ-12) versión salvadoreña.
n.
o
Pregunta 0 1 2 3
1 ¿Ha podido concentrarse bien en
lo que hace?
Mejor que lo
habitual
Igual que lo habitual Menos que
lo habitual
Mucho
menos que lo
habitual
2 ¿Sus preocupaciones le han
hecho perder mucho sueño?
No, en
absoluto
No más que lo
habitual
Bastante
más que lo
habitual
Mucho
más que lo
habitual
3 ¿Ha sentido que está jugando un
papel útil en la vida?
Más que lo
habitual
Igual que lo habitual Menos
útil que lo
habitual
Mucho
menos que lo
habitual
4 ¿Se ha sentido capaz de tomar
decisiones?
Más capaz que
lo habitual
Igual que lo habitual Menos
capaz que
lo habitual
Mucho
menos que lo
habitual
5 ¿Se ha sentido constantemente
agobiado y en tensión?
No, en
absoluto
No más que lo
habitual
Bastante
más que lo
habitual
Mucho
más que lo
habitual
6 ¿Ha sentido que no puede
superar sus dicultades?
No, en
absoluto
No más que lo
habitual
Bastante
más que lo
habitual
Mucho
más que lo
habitual
7 ¿Ha sido capaz de disfrutar sus
actividades normales de cada
día?
Más que lo
habitual
Igual que lo habitual Menos que
lo habitual
Mucho
menos que lo
habitual
8 ¿Ha sido capaz de hacer frente a
sus problemas?
Más capaz que
lo habitual
Igual que lo habitual Menos
capaz que
lo habitual
Mucho
menos que lo
habitual
9 ¿Se ha sentido poco feliz y
deprimido?
No, en
absoluto
No más que lo
habitual
Bastante
más que lo
habitual
Mucho
más que lo
habitual
10 ¿Ha perdido conanza en sí
mismo?
No, en
absoluto
No más que lo
habitual
Bastante
más que lo
habitual
Mucho
más que lo
habitual
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11 ¿Ha pensado que usted es una
persona que no vale para nada?
No, en
absoluto
No más que lo
habitual
Bastante
más que lo
habitual
Mucho
más que lo
habitual
12 ¿Se siente razonablemente
feliz, considerando todas las
circunstancias?
Más feliz que
lo habitual
Aproximadamente lo
mismo que lo habitual
Menos
feliz que lo
habitual
Mucho
menos que lo
habitual
