Informe Ansietat

FERRER BOTELLAS, JOAN LLUÍS. 14721475

GOMEZ ÀLVAREZ, IRINA. 14742895

MONTELLS LLEONART, SERGI . 14716236

ORTEGA ANDERO, ALEX . 14715422

Anàlisis psicomètric de

l’Inventari d’Ansietat de

Beck (BAI) Universitat de Barcelona

Paraules clau: Ansietat, anàlisis psicomètric, Beck, Inventari

Ansietat de Beck, BAI.

ANÀLISIS PSICOMÈTRIC DE L’INVENTARI D’ANSIETAT DE BECK (BAI) UNIVERSITAT DE BARCELONA

2

ÍNDEX

0. RESUM ............................................................................................................................ 3

1. INTRODUCCIÓ .................................................................................................................. 4

2. MÈTODE .......................................................................................................................... 5

2.1. Subjectes ............................................................................................................................ 5

2.2. Instruments ........................................................................................................................ 6

2.3. Procediment ....................................................................................................................... 8

2.3.1. Anàlisi de dades ........................................................................................................... 8

ANÀLISI D’ÍTEMS .................................................................................................................... 8

FIABILITAT .............................................................................................................................. 8

VALIDESA ............................................................................................................................... 9

BAREMACIÓ ........................................................................................................................... 9

2.3.2. Procediment ............................................................................................................. 10

ANÀLISI D’ÍTEMS .................................................................................................................. 10

FIABILITAT ............................................................................................................................ 10

VALIDESA ............................................................................................................................. 10

BAREMACIÓ ......................................................................................................................... 11

3. RESULTATS .................................................................................................................... 12

ANÀLISIS D’ÍTEMS .................................................................................................................... 12

FIABILITAT................................................................................................................................ 15

VALIDESA ................................................................................................................................. 17

BAREMACIÓ ............................................................................................................................. 29

4. CONCLUSIONS ............................................................................................................... 31

5. REFERÈNCIES ................................................................................................................. 32

6. ANNEXES ....................................................................................................................... 34


3

0. RESUM

L’Inventari d’Ansietat de Beck (Beck Anxiety Inventory, BAI), va ser desenvolupat

per Beck i col·legues el 1988 (Beck, Brown, Epstein & Steer, 1988), a fi de posseir un

instrument capaç de discriminar de manera fiable entre ansietat i depressió. L’objectiu

d’aquest informe és mesurar i valorar les capacitats psicomètriques de l’inventari

d’ansietat basant-nos en els resultats obtinguts amb aquest instrument respecte a una

mostra de població extreta d’una classe d’alumnes universitaris. L’anàlisi de

l’instrument indica que tot i que el poder discriminador del ítems que composen el test

és en general positiu, la majoria no tenen un adequat valor predictiu. Al marge

d’aquest detall, el nostre informe suggereix les altres propietats de l’instrument

semblen correctes i adequades i considerem que l’inventari està preparat per ser

utilitzat de forma eficaç amb algunes mancances.

The Beck Anxiety Inventory (BAI) was developed by Beck and colleagues in 1988

(Beck, Brown, Epstein & Steer, 1988) in order to get an instrument able to distinguish in

a reliable way between anxiety and depression. The main aim of this report is to

measure and valorate the psychometric capabilities of the anxiety inventory, based on

the results obtained using this instrument regarding a population sample taken from a

class of university students. The instrument analysis points out that even though all the

items of the test are quite positive in general, some of them have not a high discerning

power. A part from this detail, our report suggests that the other properties from the

instrument seem to be fully correct, and so we consider the inventory is ready to be

used in a proper way, even including some deficiencies.


4

1. INTRODUCCIÓ

El tema que ocupa el nostre treball és l’ansietat. L’ansietat està definida segons

el DSM-IV com una reacció emocional normal i necessària per a la supervivència dels

individus i de la nostra espècie.

Tot i això, no sempre les reaccions d’ansietat es mostren en nivells baixos i

fàcilment controlables per un individu sà. En determinades situacions es poden

mostrar conductes poc adaptatives quan s’arriba a un alt nivell . És en aquest moment

quan les reaccions ansioses deixen de considerar-se normals i passen a ser

patològiques.

Tenim dos transtorns que es produeixen quan els nivells d’ansietat són alts: els

transtorns físics i els transtorns psicològics. En els físics podem trobar transtorns

digestius com la úlcera; cardiovasculars, respiratoris, dermatològics o psicofisiològics,

mentre que en els psicològics els que predominen són els transtorns d’ansietat, tot i

que podem trobar transtorns de l’estat d’ànim, adiccions, transtorns de l’alimentació,

sexuals, de la son i d’altres.

Específicament dels transtorns psicològics trobem una simptomatologia

característica, que comprèn:

• Una inquietud o impaciència

• Fatigabilitat fàcil

• Dificultat per a concentrar-se o deixar la ment en blanc

• Irratibilitat

• Tensió muscular

• Alteracions de la son (dificultat per a conciliar o mantenir la son, o sensació al

despertar-se de la son no reparadora).

La manera de mesurar els nivells d’ansietat en diferents individus són els tests,

els quals són aplicats per professionals de la salut i psicòlegs clínics. Un dels més

destacables és l’Inventari d’Ansietat de Beck (BAI).

Partint d’aquesta informació, l’objectiu del present treball és realitzar un estudi psicomètric mitjançant les dades obtingudes per un instrument de mesura com és el test (en el nostre cas un qüestionari d’ansietat: Inventari d’Ansietat de Beck: BAI), des del punt de vista de la teoria clàssica dels tests.


5

2. MÈTODE

2.1. Subjectes

Els subjectes que formen part de la mostra van ser extrets d’una classe de

Psicometria, estudiants universitaris de Psicologia. Per tant, podem dir que es tracta

d’un mostreig no probabilístic accidental. D’aquesta mostra només el 20% eren homes,

mentre que el 80% dels subjectes eren dones. La mitjana d’edat del grup és de 20,5.

Sexe

Frecuencia Porcentaje

Porcentaje

válido

Porcentaje

acumulado

Válidos Home 28 21,4 21,4 21,4

Dona 103 78,6 78,6 100,0

Total 131 100,0 100,0

Llistat 1. Dades estadístiques dels subjectes.

Estadísticos descriptivos

N Mínimo Máximo Media Desv. típ.

Edat 125 18 39 20,50 2,895

N válido (según lista) 125

Llistat 2. Estadístics descriptius sobre els subjectes.

Gràfic 1. Gràfic de Caixa referent als subjectes, dividit en edat i sexe.


6

2.2. Instruments

L’instrument que hem emprat per a mesurar ansietat, en aquest cas ha estat

l'Inventari d'Ansietat de Beck (Beck Anxiety Inventory, BAI), que va ser desenvolupat

per Beck i altres el 1988 (Beck, Brown, Epstein & Steer, 1988). El seu objectiu és

discriminar d’una manera fiable entre ansietat i depressió. El seu disseny es va

concebre específicament per valorar el grau de severitat dels símptomes que

presenten els subjectes ansiosos.

És un inventari d’auto aplicació, format per 21 ítems, que s’encarrega de definir

els múltiples símptomes d’ansietat. Es centra en els aspectes físics relacionats amb

l’ansietat, tot sobrerepresentant aquest component. Els elements que el formen estan

relacionats clarament amb els criteris diagnòstics proposats pel DMS-IV i es basa

pricipalment en els qüestionaris ‘Situacional Anxiety Checklist’ (SAC) 1, el ‘The

Physician’s Desk Reference Checklist’ (PDR) 2 i el qüestionari ‘The Anxiety Checklist

(ACL) 3’.

Cada ítem puntua de 0 a 3, significant la puntuació 0 “en absolut”; 1 “lleument,

no em molesta gaire”; 2 “moderadament, va ser molt desagradable però es podia

suportar” i 3 “severament, casi no ho podia suportar”. La puntuació total representa la

suma de les puntuacions de tots els ítems, i si en algun cas s’escullen dues opcions,

prevaldrà la de major puntuació. És important destacar que els símptomes avaluats fan

referència a la última setmana i al moment actual en què es passa el test.

En quant a fiabilitat, el test posseeix una elevada consistència interna (amb alfa

de Crohnbach de 0,90 a 0,94). La correlació entre els ítems amb puntuació total oscil·la

entre 0,30 i 0,71. La fiabilitat test - retest després d’una setmana és de 0,57 a 0,93 i

passades 7 setmanes de 0,52.

Si parlem de validesa, podem dir que el test té una bona correlació amb altres

mesures d’ansietat en diferents tipus de poblacions com joves, ancians, pacients

psiquiàtrics i població general. Els coeficients de correlació (r) amb l’escala d’ansietat

de Hamilton és de 0,51, amb l’inventari d’ansietat Rasgo - Estado de Charles D.

Spielberger, de 0,47 a 0,58; i finalment amb la Subescala d’Ansietat del SCL-90R, de

0,81. És important afegir que els coeficients de correlació d’escales que mesuren

depressió també són alts: l’inventari de Depressió de Beck té una correlació de 0,61 i la

Subescala de Depresió del SCL-90R correlaciona en 0,62.


7

Actualment, el BAI és molt emprat, ja que es tracta d’una eina molt útil per a

valorar símptomes somàtics d’ansietat, ja sigui en desordres d’ansietat com a quadres

depressius. Donada la seva facilitat d’utilització, es recomana el seu ús en screening1 i

en població general. Però, no existeixen punts de tall acceptats per a distingir entre

població normal i ansiosa o entre depressió i ansietat.

El rang de l’escala és de 0 a 63. La puntuació mitjana en pacients amb ansietat és

de 25,7 (desviació típica de 11,4) i de subjectes sense trastorn, de 15,8 (desviació típica

de 11,8). Somoza i Cols (1994) van proposar com a punt de tall per tal de distingir el

trastorn de pànic els 26 punts. Osman (1997) va obtenir una puntuació mitjana de 13,4

(desviació típica de 8,9) per a pacients sense patologia. Malgrat això, no s’han de

considerar mesures específiques d’ansietat generalitzada.

Segons els autors, l’inventari s’ha d’acompanyar per altres qüestionaris com el

BDI o les escales de d’ansietat i depressió de Hamilton en la pràctica clínica i

l’investigació, ja que l’absència de punt de tall acceptat per a discriminar limita el seu

ús per a l’obtenció d’un diagnòstic de sospita. Els ítems que es refereixen a símptomes

físics de l’ansietat estan sobrerrepresentats i la validació del test s’ha realitzat amb

pacients amb trastorn de pànic, pels seus problemes en la discriminació de desordres

d’ansietat i depressions ansioses.

1 En psicologia es refereix a la tècnica que permet discriminar entre possibles subjectes patològics i no

patològics d’una manera ràpida.


8

2.3. Procediment

2.3.1. Anàlisi de dades

ANÀLISI D’ÍTEMS

• Índex de dificultat

No el calculem perquè no és un test de rendiment.

• Índex de discriminació

Utilitzem l’índex de discriminació perquè ens interessa saber si cada ítem

discrimina les persones que tenen un nivell alt d’ansietat i obtenen puntuacions més

elevades de les que tenen un nivell baix d’ansietat. El fem per determinar diferències

entre subjectes amb alt nivell d’ansietat i subjectes amb un baix nivell.

• Índex de validesa

Ens interessa avaluar la capacitat de cadascun dels ítems que componen el

nostre test per predir o diagnosticar una variable externa al test en qüestió en base a

un criteri extern. Utilitzarem una correlació de Pearson, atès que tant el test com els

ítems que el composen soón continus, i no s’utilitzarà la correlació biserial-puntual.

• Anàlisi dels distractors

No podem calcular aquest indicador ja que no es tracta d’un test de rendiment i

no hi ha respostes correctes o incorrectes.

FIABILITAT

• Estabilitat de les mesures

No podem calcular d’aquesta manera ja que no disposem de dues mesures dels

mateixos individus en dos moments temporals diferents.

• Equivalència de les mesures

Tampoc podem utilitzar aquesta mesura perquè no disposem d’un test de forma paral·lela.

• Consistència interna

Per tal de calcular la consistència interna podem utilitzar dos mètodes diferents.

Utilitzarem tant el mètode de les dues meitats corregit per Spearman – Brown com el mètode

de l’alfa de Cronbach atès que els dos son viables.


9

VALIDESA

• Relació test-criteri

Per tal de comprovar la validesa del test (saber si mesura adequadament allò que es vol

mesurar) pretenem trobar un coeficient de correlació entre el test i un criteri extern.

• Estudi de la dimensionalitat del test

Pel que fa la dimensionalitat del test, sí que podem calcular-la ja que requereix la

formulació d’hipòtesis per posteriorment mesurar el constructe a partir de les dades que ens

dóna el test. Tot i això, no podem calcular la matriu multitret-multimètode perquè només

tenim un mètode i un tret. Per tant, el mètode que ens queda és l’anàlisi factorial a partir de la

confirmació dels trets psicològics mesurats pel test.

El que volem comprovar és si tots els ítems carreguen en un únic factor, com en el

nostre cas, l’ansietat. Si és així, direm que es tracta d’un test unifactorial.

BAREMACIÓ

• Generació de la base de dades

Confeccionarem una nova base de dades que ens permeti treballar amb les puntuacions.

• Obtenció de percentils

Calcularem els percentils per d’indicar la posició que ocupa un individu en a variable que

mesura el nostre test d’acord amb el seu grup de referència.

• Obtenció de puntuacions típiques

Tenint en compte que l’ansietat es distribueix normalment, podem calcular les

puntuacions típiques (z) i assabentar-nos de quant es separa cada individu de la mitjana del

grup amb desviacions típiques.

• Obtenció de puntuacions derivades

A partir de les puntuacions Z, obtindrem les puntuacions derivades per tal d’obtenir

resultats sense valor negatius ni decimals com ara les puntuacions T,D, Sten, Estanines i

Pentas. No calcularem les puntuacions QI ja que no és un test de rendiment ni estem calculant

aquesta variable.


10

2.3.2. Procediment

ANÀLISI D’ÍTEMS

• Índex de discriminació

A partir dels resultats de la base de dades, el primer pas ha estat crear una nova variable

(Total) que representi la suma dels resultats de cada ítem per cada subjecte. Una vegada l’hem

obtingut, hem passat a calcular la Mediana (Md) d’aquesta nova variable.

Hem dividit en dos grups els participants segons si la seva puntuació està per sobre o per

sota la Mediana: el Grup superior i Grup inferior. Després hem calculat el percentatge

d’encerts i errors del grup superior i inferior per a cada ítem i aplicat la fórmula de l’índex de

discriminació.

Per últim, hem trobat l’índex basat en el coeficient de correlació, que correlaciona la

puntuació total de l’individu amb la puntuació obtinguda en cadascun dels ítems del test

• Índex de validesa

Per tal de calcular l’índex de validesa del test, hem correlacionat els ítems del test amb

un criteri extern (els resultats d’un test de depressió, ja que aquestes dues variables estan

fortament relacionades) mitjançant la correlació de Pearson, atès que tant el test com els seus

ítems són continus.

FIABILITAT

• Consistència interna

En aquest punt hem calculat la fiabilitat mitjançant la correlació Spearman-Brown. Tot

seguit, hem utilitzat el mètode de l’alfa de Cronbach, tenint en compte que constitueix un

mètode òptim com a estimació de la consistència interna del test.

VALIDESA

• Relació test-criteri

El nostre objectiu en aquest punt ha estat correlacionar les mesures obtingudes en el

test d’ansietat amb les d’un test de depressió administrat en el mateix moment del temps

(criteri concurrent). S’espera trobar una correlació significativa ja que la literatura publicada

sobre el tema posa de manifest una clara relació entre l’aparició d’una depressió, i la presència

d’ansietat. S’ha procedit trobant un coeficient de correlació de Pearson per a una correlació

bivariada.


11

• Estudi de la dimensionalitat del test

En primer lloc hem plantejat una hipòtesi nul·la i una hipòtesis alternativa:

Ho: El test avalua múltiples factors, en els que podríem trobar no només ansietat, sinó

depressió o insomni.

H1: El test avalua només la variable ansietat. El test és unifactorial, i els ítems s’agrupen

en un únic factor.) i com a hipòtesi alternativa.

Tot seguit s’ha realitzat primer un anàlisi factorial del test comprovant que el valor de

KMO sigui proper a 1 i que la prova de Bartlett fos significativa. L’extracció de factors està

basada en autovalors majors a 1. El mètode de rotació seleccionat ha sigut la rotació Varimax,

ja que considerem que els factors no estaran relacionats.

S’ha realitzat també un segon anàlisi canviant el nombre de factors que formaran la

solució final, reduint-lo a un factor també amb rotació Varimax.

BAREMACIÓ

• Generació de la base de dades

En aquest punt hem creat una nova base de dades amb les puntuacions directes i les

seves corresponents freqüències a partir de les puntuacions totals. També hem calculat la

freqüència acumulativa corresponent al valor immediatament anterior.

• Obtenció de percentils

Mitjançant la fórmula d’obtenció de percentils a partir de les variables de la nova base

de dades, hem obtingut la posició de cada individu en la variable que mesura el test d’acord

amb el seu grup de referència amb una funció Rnd que arrodoneix el valor a l’enter més

proper.

• Obtenció de puntuacions típiques

A partir de la fórmula de càlcul de les puntuacions Z hem generat una nova variable

indicant la puntuació típica per a cada subjecte.

• Obtenció de puntuacions derivades

A partir de la fórmula de càlcul de les puntuacions T, D, Sten, Estanines i Pentas hem

generat una nova variable per a cada tipus de puntuació derivada.


12

3. RESULTATS

ANÀLISIS D’ÍTEMS

• Resultats Índex de discriminació

Basat en percentatges d’encert

Ítem 1 = 0,27. S’ha de revisar.

Ítem 2 = 0,456. Es pot confiar en el poder discriminatiu del ítem.

Ítem 3 = 0,374. Acceptable pero s’ha d’intentar millorar.


Ítem 5 = 0,469. Es pot confiar en el poder discriminatiu de l’ item.



Ítem 8 = 0,5. Es pot confiar en el poder discriminatiu de l’item.


Ítem 10 = 0,293. S’ha de revisar.

Item 11 = 0,438. Es pot confiar en el poder discriminatiu del ítem.

Item 12 = 0,302. Acceptable però s’ha d’intentar millorar.

Item 13 = 0,259. S’ha de revisar.

Item 14 = 0,339. Acceptable pero s’ha d’intentar millorar.


Item 16 = 0,124. S’ha d’eliminar o modificar completament.

Item 17 = 0,582. Es pot confiar en el poder discriminatiu de l’item.






13

Basat en Correlació de Pearson








Ítem 8 = 0,665. Es pot confiar en el poder discriminatiu de l’ item.








Item 16 = 0,107. S’ha d’eliminar o modificar completament.

Item 17 = 0,595. Es pot confiar en el poder discriminatiu de l’ item.





• Resultats Índex de validesa d’un ítem

- L’índex de validesa del ítem 1 ens indica que no te un adequat valor predictiu de la puntuació

del pacients en test de ansietat. (-.120)


del pacients en test de ansietat. (-.026)


14


del pacients en test de ansietat. (-.060).0


del pacients en test de ansietat. (-.115).


del pacients en test de ansietat. (,023).









-L’índex de validesa del ítem 10 ens indica que no te un adequat valor predictiu de la puntuació


- L’índex de validesa del ítem 11 ens indica que no te un adequat valor predictiu de la

puntuació del pacients en test de ansietat. (-.154).










puntuació del pacients en test de ansietat. (.040).








15





FIABILITAT

• Resultats consistència interna

Estadísticos de fiabilidad

Alfa de Cronbach Parte 1 Valor ,841

N de elementos 11a

Parte 2 Valor ,721

N de elementos 10b

N total de elementos 21

Correlación entre formas ,734

Coeficiente de Spearman-

Brown

Longitud igual ,847

Longitud desigual ,847

Dos mitades de Guttman ,809

a. Los elementos son: BAI_1, BAI_2, BAI_3, BAI_4, BAI_5, BAI_6, BAI_7, BAI_8,

BAI_9, BAI_10, BAI_11.

b. Los elementos son: BAI_11, BAI_12, BAI_13, BAI_14, BAI_15, BAI_16,

BAI_17, BAI_18, BAI_19, BAI_20, BAI_21.

Llistat 3. Coeficient de fiabilitat Spearman-Brown.

El valor de la fiabilitat es de 0.847, bastant elevat i segons els criteris establerts per

Prieto i Muñiz (2000) és excel·lent. Per tant, és factible considerar que el test té consistència

interna.


16

Estadísticos de fiabilidad

Alfa de

Cronbach N de elementos

,880 21

Estadísticos total-elemento

Media de la

escala si se

elimina el

elemento

Varianza de la

escala si se

elimina el

elemento

Correlación

elemento-total

corregida

Alfa de

Cronbach si se

elimina el

elemento

BAI_1 11,28 69,616 ,347 ,879

BAI_2 10,85 67,273 ,483 ,875

BAI_3 11,07 67,042 ,473 ,875

BAI_4 10,72 64,949 ,542 ,873

BAI_5 10,97 65,084 ,538 ,873

BAI_6 11,28 68,810 ,397 ,878

BAI_7 11,03 67,100 ,502 ,874

BAI_8 10,74 63,187 ,665 ,868

BAI_9 11,40 67,312 ,602 ,872

BAI_10 10,30 64,212 ,636 ,870

BAI_11 11,28 65,632 ,639 ,870

BAI_12 11,40 69,219 ,444 ,876

BAI_13 11,50 69,864 ,493 ,876

BAI_14 11,35 68,075 ,523 ,874

BAI_15 11,37 67,785 ,493 ,875

BAI_16 11,44 72,589 ,107 ,884

BAI_17 11,18 66,395 ,595 ,872

BAI_18 10,87 67,789 ,389 ,878

BAI_19 11,21 68,212 ,421 ,877

BAI_20 11,14 68,756 ,358 ,879

BAI_21 11,15 68,813 ,384 ,878

Llistat 4. Coeficient de fiabilitat com a consistencia interna segons el mètode de l’alfa de

Cronbach.

Segons l’estadístic de fiabilitat de alfa de Crombach, la consistència interna del test es de

0.880. Considerablement elevada, característica que ens apunta a que té una elevada fiabilitat.

Aquesta, a més, està constatada pels criteris establerts per Prieto i Muñiz (2000) , els quals

diuen que és excel·lent.


17

VALIDESA

• Resultats relació test-criteri

Correlaciones

Total_BDI TOTAL

Total_BDI Correlación de Pearson 1 -,136

Sig. (bilateral) ,123

N 131 130

TOTAL Correlación de Pearson -,136 1

Sig. (bilateral) ,123

N 130 130

Llistat 5. Taula correlació bivariada entre les puntuacions obtingudes i un criteri extern

Considerem que la correlació donada entre les puntuacions obtingudes i el criteri extern

és significativa ja que està per sobre del valor 0,01, tot i que és una relació prou moderada.

• Resultats estudi de la dimensionalitat del test

Ho: El test avalua múltiples factors, en els que podríem trobar no només ansietat, sinó

depressió o insomni.

H1: El test avalua només la variable ansietat. El test és unifactorial, i els ítems s’agrupen en

un únic factor.) i com a hipòtesi alternativa.


18


Media

Desviación

típica N del análisis

BAI_1 ,39 ,676 130

BAI_2 ,82 ,772 130

BAI_3 ,61 ,812 130

BAI_4 ,96 ,935 130

BAI_5 ,71 ,927 130

BAI_6 ,39 ,710 130

BAI_7 ,65 ,766 130

BAI_8 ,94 ,938 130

BAI_9 ,28 ,635 130

BAI_10 1,38 ,883 130

BAI_11 ,39 ,752 130

BAI_12 ,28 ,597 130

BAI_13 ,18 ,474 130

BAI_14 ,32 ,638 130

BAI_15 ,31 ,703 130

BAI_16 ,24 ,581 130

BAI_17 ,50 ,729 130

BAI_18 ,81 ,855 130

BAI_19 ,47 ,749 130

BAI_20 ,54 ,779 130

BAI_21 ,52 ,728 130

Llistat 6. Descriptius dels ítems.

KMO y prueba de Bartlett

Medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin. ,803

Prueba de esfericidad de

Bartlett

Chi-cuadrado aproximado 1144,214

gl 210

Sig. ,000

Llistat 7. Valors de les proves KMO i Barlett.

El valor de Kaiser-Meyer-Olkin obtingut és 0.803, el que ens mostra és que es

dóna la condició d’aplicació ja que el criteri diu que ha de ser proper a 1.

La prova d’esfericitat de Barlett ens dóna un resultat de significació de 0,000; el

qual és significatiu perquè el valor obtingut ha de ser menor a 0,05 (p<0,05).


19

Comunalidades

Inicial Extracción

BAI_1 1,000 ,769

BAI_2 1,000 ,642

BAI_3 1,000 ,628

BAI_4 1,000 ,543

BAI_5 1,000 ,732

BAI_6 1,000 ,854

BAI_7 1,000 ,481

BAI_8 1,000 ,768

BAI_9 1,000 ,640

BAI_10 1,000 ,677

BAI_11 1,000 ,805

BAI_12 1,000 ,818

BAI_13 1,000 ,763

BAI_14 1,000 ,483

BAI_15 1,000 ,769

BAI_16 1,000 ,893

BAI_17 1,000 ,555

BAI_18 1,000 ,694

BAI_19 1,000 ,811

BAI_20 1,000 ,668

BAI_21 1,000 ,756

Método de extracción: Análisis de

Componentes principales.

Llistat 8. Valors de les comunalitats inicials i d’extracció.

Els valors obtinguts en les comunalitats de cada ítem abans i després de la

solució factorial obtinguda ha de donar un valor pròxim a 1 per tal de poder establir un

factor comú.

Els valors obtinguts són força propers a 1, fluctuen entre 0,481 i 0,893.


20

Varianza total explicada

Componente

Autovalores iniciales

Sumas de las saturaciones al cuadrado de la

extracción

Total

% de la

varianza % acumulado Total

% de la

varianza % acumulado

dimension0

1 6,513 31,015 31,015 6,513 31,015 31,015

2 1,950 9,287 40,302 1,950 9,287 40,302

3 1,671 7,956 48,258 1,671 7,956 48,258

4 1,333 6,348 54,605 1,333 6,348 54,605

5 1,180 5,621 60,226 1,180 5,621 60,226

6 1,080 5,142 65,368 1,080 5,142 65,368

7 1,021 4,862 70,229 1,021 4,862 70,229

8 ,858 4,084 74,314

9 ,764 3,640 77,954

10 ,676 3,218 81,172

11 ,661 3,150 84,322

12 ,542 2,582 86,904

13 ,471 2,244 89,148

14 ,396 1,885 91,033

15 ,378 1,801 92,834

16 ,341 1,623 94,457

17 ,322 1,533 95,990

18 ,270 1,284 97,273

19 ,231 1,098 98,371

20 ,204 ,972 99,343

21 ,138 ,657 100,000

Método de extracción: Análisis de Componentes principales. Llistat 9. Percentatge de variancia explicada per a cada factor

En el llistat obtingut tenim 21 components. Per tant, hem de tenir menys de 21 factors.

En quant a autovalors inicials podem veure que a la columna Total hi ha 7 components que el

seu valor és superior a 1, però només el factor 1 té un valor molt superior a la resta (6,513).

L’anàlisi factorial ha trobat que el nostre test està format per un únic factor.

En quant a la columna Sumes de les saturacions al quadrat de l’extracció, el primer

factor explica el 31% de la variància mentre que el segon només explica el 9%. Només el

primer factor té un pes important dins el percentatge. Les dades confirmen novament que

només hi ha un factor.


21

Gràfic 2. Gràfic de sedimentació.

El gràfic de sedimentació ens permet comprovar novament, mitjançant els autovalors

obtinguts, que és en un únic factor on s’agrupen tots els ítems, ja que el canvi de pendent se

situa entre el factor 1 i el 2. A partir del segon factor els autovalors són molt semblants i, per

tant, només seleccionarem el primer.


22

Matriz de componentes a

Componente

1 2 3 4 5 6 7

BAI_1 ,411 -,425 -,582

BAI_2 ,516 ,506 ,325

BAI_3 ,536 -,336 ,396 -,259

BAI_4 ,624 -,358

BAI_5 ,608 -,268 -,328 ,312

BAI_6 ,432 ,501 -,442 ,306

BAI_7 ,580 -,369

BAI_8 ,730 -,308

BAI_9 ,690 -,352

BAI_10 ,692 ,353

BAI_11 ,724 -,360 ,264

BAI_12 ,517 -,323 -,500 ,360

BAI_13 ,580 -,378 -,435 ,298

BAI_14 ,604

BAI_15 ,586 -,461 ,349

BAI_16 ,549 ,308 ,670

BAI_17 ,666

BAI_18 ,429 ,375 ,304 -,414 ,310

BAI_19 ,469 ,548 -,402 -,254

BAI_20 ,385 ,560 ,425

BAI_21 ,418 ,369 ,415 ,480

Método de extracción: Análisis de componentes principales.

a. 7 componentes extraídos Llistat 10. Càrregues factorials dels ítems en els factors sense rotar.


23

Matriz de componentes rotados a

Componente

1 2 3 4 5 6 7

BAI_1 ,825

BAI_2 ,282 ,608 ,359

BAI_3 ,332 ,642

BAI_4 ,691

BAI_5 ,551 ,491 ,344

BAI_6 ,896

BAI_7 ,587

BAI_8 ,777 ,265

BAI_9 ,649 ,329 ,259

BAI_10 ,659 ,266 ,406

BAI_11 ,682 ,317 ,300 -,329

BAI_12 ,848

BAI_13 ,289 ,801

BAI_14 ,644

BAI_15 ,559 ,279 ,356 -,420

BAI_16 ,936

BAI_17 ,675

BAI_18 ,252 ,725

BAI_19 ,855

BAI_20 ,770

BAI_21 ,819

Método de extracción: Análisis de componentes principales.

Método de rotación: Normalización Varimax con Kaiser.

a. La rotación ha convergido en 15 iteraciones. Llistat 11. Càrregues factorials dels ítems en els factors amb rotació Varimax

Interpretarem les càrregues factorials amb la rotació Varimax, ja que havíem suposat

que els factors no estan relacionats en aquest test.

Com hem pogut veure una falta de relació entre les puntuacions de la matriu i del

gràfic de sedimentació (recordem que la matriu ens ha donat 7 factors i el gràfic únicament el

primer), hem decidit fixar només un factor per fer un nou anàlisi factorial.


24


Media

Desviación

típica N del análisis

BAI_1 ,39 ,676 130

BAI_2 ,82 ,772 130

BAI_3 ,61 ,812 130

BAI_4 ,96 ,935 130

BAI_5 ,71 ,927 130

BAI_6 ,39 ,710 130

BAI_7 ,65 ,766 130

BAI_8 ,94 ,938 130

BAI_9 ,28 ,635 130

BAI_10 1,38 ,883 130

BAI_11 ,39 ,752 130

BAI_12 ,28 ,597 130

BAI_13 ,18 ,474 130

BAI_14 ,32 ,638 130

BAI_15 ,31 ,703 130

BAI_16 ,24 ,581 130

BAI_17 ,50 ,729 130

BAI_18 ,81 ,855 130

BAI_19 ,47 ,749 130

BAI_20 ,54 ,779 130

BAI_21 ,52 ,728 130

Llistat 12. Descriptius dels ítems.

KMO y prueba de Bartlett

Medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin. ,803

Prueba de esfericidad de

Bartlett

Chi-cuadrado aproximado 1144,214

gl 210

Sig. ,000

Llistat 13. Valors de les proves KMO i Barlett.

El valor de Kaiser-Meyer-Olkin obtingut és 0.803, el que ens mostra és que es dóna la

condició d’aplicació ja que el criteri diu que ha de ser proper a 1.

La prova d’esfericitat de Barlett ens dóna un resultat de significació de 0,000; el qual és

significatiu perquè el valor obtingut ha de ser menor a 0,05 (p<0,05).


25

Comunalidades

Inicial Extracción

BAI_1 1,000 ,169

BAI_2 1,000 ,266

BAI_3 1,000 ,287

BAI_4 1,000 ,389

BAI_5 1,000 ,369

BAI_6 1,000 ,187

BAI_7 1,000 ,336

BAI_8 1,000 ,534

BAI_9 1,000 ,475

BAI_10 1,000 ,479

BAI_11 1,000 ,523

BAI_12 1,000 ,268

BAI_13 1,000 ,336

BAI_14 1,000 ,365

BAI_15 1,000 ,344

BAI_16 1,000 ,015

BAI_17 1,000 ,443

BAI_18 1,000 ,184

BAI_19 1,000 ,220

BAI_20 1,000 ,148

BAI_21 1,000 ,174

Método de extracción: Análisis de

Componentes principales. Llistat 14. Valors de les comunalitats inicials i d’extracció.

Els valors obtinguts en les comunalitats de cada ítem abans i després de la solució

factorial obtinguda ha de donar un valor pròxim a 1 per tal de poder establir un factor comú.

Els valors obtinguts són força propers a 1, fluctuen entre 0,481 i 0,893.


26

Varianza total explicada

Componente

Autovalores iniciales

Sumas de las saturaciones al cuadrado de la

extracción

Total

% de la

varianza % acumulado Total

% de la

varianza % acumulado

dimension0

1 6,513 31,015 31,015 6,513 31,015 31,015

2 1,950 9,287 40,302

3 1,671 7,956 48,258

4 1,333 6,348 54,605

5 1,180 5,621 60,226

6 1,080 5,142 65,368

7 1,021 4,862 70,229

8 ,858 4,084 74,314

9 ,764 3,640 77,954

10 ,676 3,218 81,172

11 ,661 3,150 84,322

12 ,542 2,582 86,904

13 ,471 2,244 89,148

14 ,396 1,885 91,033

15 ,378 1,801 92,834

16 ,341 1,623 94,457

17 ,322 1,533 95,990

18 ,270 1,284 97,273

19 ,231 1,098 98,371

20 ,204 ,972 99,343

21 ,138 ,657 100,000

Método de extracción: Análisis de Componentes principales. Llistat 19. Percentatge de variancia explicada per a cada factor

En el llistat obtingut tenim 21 components. Per tant, hem de tenir menys de 21 factors.

En quant a autovalors inicials podem veure que a la columna Total hi ha 7 components que el

seu valor és superior a 1, però només el factor 1 té un valor molt superior a la resta (6,513).

L’anàlisi factorial ha trobat que el nostre test està format per un únic factor.

Quant a la columna Sumes de les saturacions al quadrat de l’extracció, el primer factor

explica el 31% de la variància. Només el primer factor té un pes important dins el percentatge.

Les dades confirmen novament que només hi ha un factor.


27

Gràfic 3. Gràfic de sedimentació.

El gràfic de sedimentació ens permet comprovar novament, mitjançant els autovalors

obtinguts, que és en un únic factor on s’agrupen tots els ítems, ja que el canvi de pendent se

situa entre el factor 1 i el 2. A partir del segon factor els autovalors són molt semblants i, per

tant, només seleccionarem el primer.


28

Matriz de

componentes a

Component

e

1

BAI_1 ,411

BAI_2 ,516

BAI_3 ,536

BAI_4 ,624

BAI_5 ,608

BAI_6 ,432

BAI_7 ,580

BAI_8 ,730

BAI_9 ,690

BAI_10 ,692

BAI_11 ,724

BAI_12 ,517

BAI_13 ,580

BAI_14 ,604

BAI_15 ,586

BAI_16

BAI_17 ,666

BAI_18 ,429

BAI_19 ,469

BAI_20 ,385

BAI_21 ,418

Llistat 20. Càrregues factorials dels ítems en els factors amb rotació Varimax

Interpretarem les càrregues factorials amb la rotació Varimax, ja que havíem suposat

que els factors no estan relacionats en aquest test.

Veiem com ara tot el pes recau en un sol factor, a partir del nou gràfic de sedimentació

i la Variança total explicada.


29

BAREMACIÓ

PD Fi Fi_1 Percentil z T D Sten Estanina Penta

0 5 0 2 -2 33 17 2 2 1

1 4 9 8 -2 34 18 2 2 1

2 4 13 11 -1 35 20 3 2 2

3 7 17 16 -1 36 22 3 2 2

4 10 24 22 -1 37 24 3 2 2

5 6 34 28 -1 38 25 3 3 2

6 11 40 35 -1 39 27 3 3 2

7 4 51 40 -1 39 29 3 3 2

8 5 55 44 -1 40 31 4 3 2

9 8 60 49 -1 41 32 4 3 2

10 7 68 55 -1 42 34 4 3 2

11 3 75 58 -1 43 36 4 4 2

12 3 78 61 -1 44 38 4 4 2

13 7 81 65 -1 45 39 4 4 2

14 6 88 69 0 46 41 5 4 3

15 4 94 73 0 46 43 5 4 3

16 2 98 76 0 47 45 5 4 3

17 4 100 78 0 48 46 5 5 3

18 5 104 81 0 49 48 5 5 3

19 3 109 84 0 50 50 6 5 3

20 0 112 85 0 51 52 6 5 3

21 2 112 86 0 52 54 6 5 3

22 2 114 88 0 53 55 6 6 3

23 2 116 89 0 54 57 6 6 3

24 4 118 92 0 54 59 6 6 3

25 0 122 93 1 55 61 7 6 4

26 3 122 94 1 56 62 7 6 4

27 1 125 96 1 57 64 7 6 4

28 1 126 97 1 58 66 7 7 4

29 2 127 98 1 59 68 7 7 4

30 1 129 99 1 60 69 7 7 4

31 1 130 99 1 61 71 8 7 4

32 0 131 99 1 61 73 8 7 4

33 0 131 99 1 62 75 8 7 4

34 1 131 99 1 63 76 8 8 4

35 0 132 99 1 64 78 8 8 4

36 1 132 99 1 65 80 8 8 4

37 0 133 99 2 66 82 9 8 5

38 1 133 99 2 67 83 9 8 5

Llistat 21. Taula de puntuacions típiques, derivades i percentils.

Interpretarem la fila seleccionada que correspon a l’individu 20. La seva

puntuació directa es de 20. L’individu està situat al percentil 84, deixant per sota seu el


30

84% de la mostra. La puntuació z 0 ens indica que l’individu està situat just a la mitjana

de les puntuacions del seu grup de referència.

Tot i que les puntuacions T i D tenen desviacions típiques diferents, el subjecte

puntua amb el mateix resultat (50) en ambdues puntuacions. Això reafirma el resultat

de la puntuació típica. Quant a les puntuacions Sten, Estanina i Penta, torna a indicar

una puntuació completament central. Aquest individu está, doncs, dins la mitjana de

les puntuacions obtingudes.


31

4. CONCLUSIONS

Segons l’anàlisi realitzat, hem pogut comprovar que la majoria d’ítems tenen un

poder discriminador acceptable, tot i que cap ítem presenta un adequat valor

predictiu. La fiabilitat de l’instrument segons el mètode de les dues meitats i l’alfa de

Cronbach és excel·lent. Això és la consistència interna del test i podríem assegurar que

les puntuacions observades, gràcies al test, s’assemblen el màxim possible a la

puntuació vertadera de l’individu en ansietat, això és, que l’error de mesura (e) és

mínim.

També podem concloure que, tal com esperàvem, l’anàlisi factorial mostra que

els ítems mesuren tots un factor comú. A més la correlació amb els resultats del test

de depressió és prou significativa per creure que els constructes estan relacionats,

però no és una relació prou forta com per creure que es tracta del mateix constructe.

Això pot indicar que el test és vàlid i per tant diagnostica ansietat adequadament.

Finalment, concloem que l’instrument és un instrument capaç de diagnosticar i

mesurar la possible ansietat d’un individu eficaçment tot i tenir algunes mancances a

nivell de valor predictiu si el comparem amb un criteri extern.


32

5. REFERÈNCIES

BECK, A.T. (1978). PDR Checklist. Philadelphia: Universitat de Pensilvania, Centre de

Teràpia Cognitiva.

BECK, A.T. (1982). Situational Anxiety Checklist (SAC). Phialadelphia: Universitat de

Pensilvania, Centre de Teràpia Cognitiva.

BECK, A.T.; STEER, R.A. I BROWN, G. (1985). Beck Anxiety Checklist. Unpublished

manuscript. Philadelphia: Universitat de Pensilvania.

CARBALLO E., VICENTE. (2007). Análisis y tratamiento del trastorno por ansiedad generalizada. Dugas J., Michael i Ladoceur, Robert. E. Carballo, Vicente (dir.), Manual para el tratamiento cognitivo-conductual de los trastornos psicológicos. 226-227(7).

COMECHE, M.I.; DÍAZ, M.I. I VELLEJO, M.A. (1995). Cuestionarios, Inventarios y Escalas.

Ansiedad, Depresión y Habilidades Sociales. Madrid: Fundación Universidad-

Empresa.

COX, B.J.; COHEN, E.; DIRENFELD, D.M. I SWINSON, R.P. (1996). Does the Beck Anxiety

Inventory measure anything beyond panic attack symptoms? Behav Res Ther;

34(11): 949-61.

Estudio del psicoanálisis y psicología (2008). Inventario de ansiedad de Beck. Recuperat

el Novembre de 2010 de http://psicopsi.com/Inventario-de-ansiedad-de-Beck Glosario.net (2003). Definició de Detecció screening. Recuperat el Desembre de 2010

de http://ciencia.glosario.net/genetica/detecci%F3n-screening-5307.html

OSMAN, A.; KOOPER, B.A.; BARRIOS, F.; OSMAN, J.R. I WADE, T. (1997). The Beck Anxiety

Inventory: Reexamination of Factor Structure and Psychometric Properties. J of

Clin Psychol; 53(1): 7-14.

SANZ, JESÚS (1993). Distinguiendo ansiedad y depresión: Revisión de la hipótesis de la

especificidad de contenido de Beck. Anales de Psicología, 9 (2), 133-170.

SOMOZA, E.; STEER, R.A.; BECK, A.T. I CLARK, D.A. (1994). Differentiating major depression

and panic disorders by self-report and clinical rating scales: ROC analysis and

information theory. Behav Res Ther, 32(7): 771-82.


33

VALLEJO RUILOBA, J.; GASTÓ FERRER, CRISTÓBAL. (2000). Trastornos afectivos: ansiedad y

depresión. Editorial Masson. 2ª edició.


34

6. ANNEXES

Informe Ansietat

Documents

Transcript of Informe Ansietat