Introducción

La ansiedad es un fenómeno mundial que pertenece a un trastorno de la salud mental, esta enfermedad ha sido causa de varios estudios, por lo cual se estima que es muy común en la sociedad (^{Blanco et al., 2022}). Asimismo, el impacto de la ansiedad en tiempos de confinamiento fue significativo en jóvenes dando a entender que donde más impacto tuvo fue en esta población (^{Balbuena, 2022}). En Perú hubo incrementos significativos de casos de ansiedad en estos últimos años, según el Ministerio de Salud ^{([MINSA], 2022}) en el 2017 hubo 2007 casos de ansiedad, en el 2018 se presentaron 2280, en el 2019 se evidenció 2819 casos, en el 2020 aumentó a 4025 casos, sin embargo, en el 2021 hubo una reducción a 3768 casos relacionados a la ansiedad.

Una teoría que explica la variable ansiedad es la de Beck y Clark (^{Díaz, 2019}), en donde se mencionó que la ansiedad es un sistema funcional a respuestas conductuales, fisiológicas, afectivas y cognitivas que se logra activar ante una situación de amenaza, comprendiendo dos modalidades: valor primario de una amenaza y reevaluación. Por otro lado, ^{IzurietaBrito et al. (2022)} lo resumen con la intolerancia hacia la inquietud y preocupación sobre sucesos de un futuro inseguro y que si es recurrente puede generar un trastorno.

Los síntomas de la ansiedad están asociados a la salud mental, que durante años se manifiestan asociados con otros trastornos mentales (^{VivancoVidal et al., 2020}). Es el caso de China, donde se registró que el 28.8% padece de ansiedad, superando a la depresión (16.5%) y al estrés (8.1%), siendo la causa principal el impacto sobre la situación económica que afectó el aspecto emocional (^{Millones-Morales & Gonzales-Guevara, 2021}). En Sudamérica, ^{Vizioli y Pagano (2020}), en un estudio en Argentina, refirieron que los trastornos ansiosos pertenecen al grupo de mayor prevalencia, seguidos por los trastornos del estado de ánimo. En el Perú, los casos son similares, los trastornos de ansiedad son los más recurrentes que se presentan a la atención psiquiátrica ambulatoria seguido del trastorno de pánico, agorafobia y fobia social (^{Lozano-Vargas & Vega-Dienstmaier, 2018}).

En Perú, una de «las causas de los problemas de ansiedad son los factores sociodemográficos» esto por los eventos de vida tanto positivos como negativos para el desarrollo de la persona (^{Saavedra, 2020}). Los niveles de ansiedad surgen, mayormente, en familias de escasos recursos que enfrentan eventos desfavorables producto de su pobreza y esto se refleja en los ámbitos sociales, académicos, y otros, generando, desgaste mental, físico y otros problemas emocionales en jóvenes y adultos (^{Quispe & Mamani, 2022}).

En relación con sus síntomas, el Instituto Nacional de Salud (INS, 2022) indicó que 30% de jóvenes entre 19 y 25 años presentaron ansiedad asociados a varios síntomas, como ritmo cardíaco acelerado, taquicardia, sudoración, hormigueo, hiperventilación, así como preocupación excesiva difícil de controlar (^{American Psychiatric Association [APA], 2014}). También está relacionado con síntomas subjetivos como miedo a morir, nerviosismo e incapacidad para relajarse (^{Coelho et al., 2022}).

Método

La presente investigación pertenece a un análisis cuantitativo instrumental, se enfoca en categorías más analíticas produciendo la distribución de frecuencias y estudios de correlación (^{Montero & León, 2005}). Esto permite el manejo de un estudio de una población (^{Monje, 2011})

Resultados

Previo al análisis estructural, se obtuvo los resultados descriptivos y la matriz de correlaciones policóricas de los ítems tal como se muestra en la Tabla 1. Inicialmente, se observan los valores de asimetría (g1) y curtosis (g2), los que se encuentran dentro los valores sugeridos (^{Kline, 2016}). Sobre las intercorrelaciones, estas se encuentran entre los valores de .38 y .85.

En el análisis factorial confirmatorio, se evaluó la estructura de dos factores correlacionados del instrumento encontrándose un ajuste inicial no adecuado. Luego de evaluar el contenido de los ítems y los índices de modificación, se obtienen alternativas con un buen ajuste correspondientes a un modelo de dos factores correlacionados y a otro de una estructura unidimensional. Para estas dos anteriores se tuvieron que retirar 10 ítems. La estructura que se considera en el presente estudio es la unidimensional: χ²(44) = 168.2; p < .001; CFI = .985; RMSEA = .075 y SRMR = .033. No se considerará la estructura de dos factores correlacionados porque en esta la correlación entre factores es de r = .99 y p < .001. Estos resultados pueden visualizarse en la Tabla 2.

Para el modelo de estructura unidimensional se determina que las cargas factoriales resultantes se encontraron entre .70 y .85 (Tabla 3). Además, la consistencia interna fue de ω = .95.

Finalmente, como evidencia de validez basado en la relación con otras variables, se evaluó la correlación entre las puntuaciones de los ítems del Inventario de ansiedad de Beck reespecificado y la Escala de ansiedad de Hamilton obteniéndose una correlación grande, r = .84; p < .001; r ² = .70, confirmándose de esta forma las evidencias de validez convergente.

Discusión

El propósito principal del estudio fue adaptar el Inventario de ansiedad de Beck en jóvenes peruanos con un rango de edad de entre 18 y 29 años. Para ello, los resultados del estudio psicométrico nos permiten afirmar que el Inventario de ansiedad de Beck se adapta aceptablemente en una estructura unidimensional, mediante la técnica del análisis factorial confirmatorio. Este resultado contribuye como una nueva propuesta metodológica al análisis del instrumento de Beck.

Estos resultados coinciden con los estudios de ^{Sanz et al. (2012}), quienes encontraron un mejor ajuste cuando se propone con una sola dimensión en una muestra de pacientes españoles con trastornos psicológicos, indicando que no tiene sentido crear subescalas para medir las dimensiones específicas, pues «no se pierde mucha información al considerar únicamente la puntuación global y no considerar la varianza específica explicada por los factores somático y afectivo-cognitivo» (^{Sanz et al., 2012}). También coincide con los estudios de ^{Sánchez-Villena y Farfán (2019}), quienes realizaron un análisis factorial exploratorio en estudiantes peruanos aseverando que la propuesta de dos factores no estaría justificada, ya que los resultados se ajustan mejor cuando se desarrolla en una sola dimensión.

Si bien es cierto que una propuesta inicial al estudiar la escala de Beck es la bifactorial; luego de evaluar el contenido de los ítems, se aprecia la duplicidad en la interpretación cualitativa de alguno de ellos, por tal motivo se decidió retirar 10 ítems por su coincidencia semántica entre ellos (temblor en las manos e inquieto/tembloroso, entre otros) obteniendo, finalmente, una mejor correlación. Por otro lado, la correlación entre los dos factores es demasiado alta (r = .99; p < .001), motivo por lo que no se justifica un modelo con dos factores.

Asimismo, las cargas factoriales estandarizadas en el modelo (Tabla 3) fluctúan resultados > o iguales a .70 en los reactivos siendo significativos y de magnitudes apropiadas entre los pesos factoriales en una estructura de modelo unidimensional.

Considerando que las cargas factoriales deben estimar valores mayores a .70 o al menos .5 para atribuirles como indicador del constructo (^{Doral et al., 2017}).

Con respecto a la validez en relación con otra variable, se realizó a través de la validez de convergencia donde el grado de correlación entre el Inventario de ansiedad de Beck (BAI) y la Escala de ansiedad de Hamilton (HAS) evidenciaron que existe una relación lineal positiva fuerte y con un tamaño del efecto grande entre ambos test demostrando su validez convergente. Lo mencionado concuerda con ^{Sanz y Navarro (2003}), en donde refieren, en su estudio sobre propiedades psicométricas de una versión española del mismo inventario, que el BAI se correlaciona con un r = .58 con el Inventario de depresión de Beck-II. Al respecto, ^{Cohen (1992}) refiere que, en estudios correlacionales, valores mayores a .25 indican un tamaño del efecto grande lo que significa que los dos instrumentos comparten una variabilidad (varianza) moderada del 70%.

Por último, se realizó la evidencia de la confiabilidad por consistencia interna, el cual fue mediante el coeficiente omega resultando una confiabilidad alta (ω = .95). Estos valores coinciden, por un lado, con ^{Vizioli y Pagano (2020}) en su investigación en Argentina donde obtuvieron una confiabilidad de α = .93 y, por otro, con ^{Padrós et al. (2020}) en México, quienes sobre las propiedades psicométricas del mismo inventario obtuvieron una confiabilidad de α = .91; por lo indicado, evidenciamos que las respuestas de la prueba son consistentes y precisas, de acuerdo con lo que pretende medir (^{Reidl, 2013}).

Cabe precisar que, el presente estudio implica un importante avance para la evaluación precisa de la ansiedad en los jóvenes generando un valioso aporte para los profesionales de la salud mental en el Perú, quienes, a partir del estudio, obtendrán una herramienta psicométrica eficaz que permitirá mejorar la exactitud de las evaluaciones, diagnósticos precisos y tratamientos efectivos facilitando la comunicación entre los profesionales y los jóvenes (^{Fernández et al., 2010}).

En cuanto a las limitaciones, una de ellas fue del tipo de muestreo no probabilístico por el que se optó, que, al no poder realizar un control exhaustivo de la muestra ni de las respuestas, puede afectar en la generalización de resultados. Por otro lado, se encuentra el sesgo de la desproporcionalidad en la muestra, ya que hubo mayor número de participantes mujeres que hombres y más personas que viven en Lima que en otros departamentos.