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REVISTA ARGENTINA
DE CLÍNICA PSICOLÓGICA
Vol. XXIII 2AGOSTO 2014
* Francisca Román Mella, Eugenia V. Vinet y Ana María Alarcón
Muñoz, Universidad de La Frontera, Temuco, Chile
E-Mail: maria.roman@ufrontera.cl
REVISTA ARGENTINA DE CLÍNICA PSICOLÓGICA XXIII
© 2014 Fundación AIGLÉ.
p.p. 179–190
escalas de dePresión, ansiedad y
esTrés (dass-21): adaptación y propiedades
psicométricas en estUdiantes secUndarios de temUco
Francisca Román Mella,
Eugenia V. Vinet
y Ana María Alarcón Muñoz*
Resumen
El estudio desarrolló la adaptación idiomática y cultural de la versión abreviada de las Escalas
de Depresión, Ansiedad y Estrés (DASS-21; Lovibond y Lovibond, 1995) y determinó sus propieda-
des psicométricas en estudiantes secundarios chilenos. Una muestra de 448 estudiantes, estratifi-
cada por conglomerados, respondió, previo consentimiento informado el instrumento en estudio
(DASS-21), el Inventario de Depresión de Beck (BDI-II), el Inventario de Ansiedad de Beck (BAI) y
un cuestionario sociodemográfico. Los resultados mostraron una confiabilidad aceptable y una
validez convergente y discriminante satisfactoria para el DASS-21. Su estructura factorial, obtenida
en un modelo de tres factores modificado, que permite la covariación de algunos términos de error,
mostró un ajuste aceptable para la mayoría de los índices de ajuste global.
Palabras clave: depresión, ansiedad, adolescencia, DASS-21, propiedades psicométricas.
Key words: depression, anxiety, adolescence, DASS-21, psychometric properties.
Introducción
La adolescencia se caracteriza por un aumento
de los trastornos psicológicos, incluyendo los tras-
tornos de ansiedad y depresión (Costello, Mustillo,
Erkanli, Keeler y Angold, 2003). Se ha observado
que en este período vital hay un incremento notorio
de las manifestaciones depresivas respecto de pe-
ríodos previos de la vida, particularmente en ado-
lescentes de sexo femenino, con impactos múltiples
en la vida de los adolescentes –inmediata y futura– y
en su entorno. Además, los adolescentes informan
experimentar más síntomas ansiosos que los niños,
y presentan tasas de prevalencia más altas que és-
tos en la mayoría de los trastornos ansiosos (Cova,
Melipillán, Valdivia, Bravo y Valenzuela, 2007).
Las cifras de prevalencia de acuerdo a estudios
internacionales indican que un tercio de los adoles-
centes presenta síntomas depresivos clínicamen-
te significativos (Stewart, Lewinsohn y Lee, 2002;
Ryan, 2005). En Chile, según un estudio de prevalen-
cia en estudiantes de enseñanza media de la ciudad
de Concepción, un 32,6% de los adolescentes pre-
sentaba síntomas depresivos y un 42,3%, síntomas
ansiosos (Cova y cols., 2007).
En términos de calidad de vida, los trastornos de
ansiedad y depresión afectan el desarrollo normal
de los adolescentes. La depresión tiene un impacto
negativo en el rendimiento académico y en el des-
empeño psicosocial y un incremento en el riesgo de
otros trastornos mentales como el abuso de sustan-
cias y de otras enfermedades físicas (Lynch y Clar-
ke, 2006). La ansiedad psicopatológica impacta el
funcionamiento individual en muchas dimensiones,
mantiene un curso crónico para una proporción sig-
nificativa de jóvenes afectados y aumenta el riesgo
de otros tipos de trastornos (Reardon, Leen-Feldner
y Hayward, 2009). Algunos estudios han encontrado
una relación positiva entre ansiedad y uso de alco-
hol en adolescentes (Kaplow, Curran, Angold y Cos-
tello, 2001).
En estudios de seguimiento internacionales, se
ha detectado que los adultos jóvenes diagnostica-
dos con un trastorno depresivo o ansioso habían
presentado un primer episodio durante la adoles-
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cencia. La aparición en adolescentes del trastorno
por depresión mayor aumenta el riesgo de su apa-
rición en la adultez y está asociado con mayor mor-
bilidad a lo largo de la vida. No sólo el diagnóstico
de depresión mayor en la adolescencia aumenta el
riesgo de recurrencia en la adultez, también la pre-
sencia de síntomas que no reúnen los criterios para
el trastorno de depresión mayor aumenta el riesgo
de episodios depresivos futuros y recurrentes (Fer-
gusson, Horwood, Ridder y Beautrais, 2005; Lynch y
Clarke, 2006)
En estudios de seguimiento, se ha determina-
do que los trastornos de ansiedad en adolescentes
aumentan aproximadamente dos veces el riesgo de
trastorno de ansiedad en la adultez (Castellanos y
Hunter, 1999). Además, se ha sugerido que la pre-
sencia de síntomas ansiosos influye en la predispo-
sición para síntomas depresivos que surgen en la
adolescencia media y tardía (Costello, Foley y An-
gold, 2006).
Los adolescentes enfrentan múltiples demandas
de adaptación y de rendimiento en el ámbito acadé-
mico, social, familiar, en relaciones amorosas, en su
apariencia física, las que ligadas a las expectativas
sociales y familiares de rendimiento pueden contri-
buir a generar la respuesta de estrés. Esta respues-
ta puede tener manifestaciones fisiológicas, emo-
cionales o conductuales ante estresores. Entre las
manifestaciones emocionales se han mencionado la
irritabilidad, miedo, preocupación, agobio, incapaci-
dad para afrontar las exigencias académicas, indeci-
sión, incertidumbre, enojo y postergar las activida-
des pendientes (Escobar, Blanca, Fernández-Baena,
y Trianes, 2011).
Se ha demostrado que existe una fuerte aso-
ciación entre estrés y desajuste emocional en este
periodo, en particular, con trastornos internalizan-
tes, como ansiedad, depresión y baja autoestima,
y con trastornos externalizantes, como conductas
de hostilidad hacia el entorno escolar y dificultades
en las relaciones interpersonales (Escobar, Blanca,
Fernández-Baena, y Trianes, 2011).
La detección de los síntomas depresivos y ansio-
sos en la adolescencia presenta dificultades debido
a que los adolescentes son más reacios a consultar,
lo que pueden interpretar como expresión de debi-
lidad, prefiriendo solucionar sus problemas por sí
solos. En otras ocasiones, tanto los padres como
los profesionales de la salud pueden considerar sus
alteraciones de salud mental como parte normal de
la adolescencia (Cuijpers, van Straten, Smits y Smit,
2006). Según Casullo, Cruz, González y Maganto
(2003) es necesario diferenciar entre malestares
transitorios o circunstanciales y patrones psicopa-
tológicos en la adolescencia. A su vez, se requiere
discriminar entre problemas que aparecen y son
propios de la adolescencia, de los que se originan
en etapas más tempranas del desarrollo y de otros
que permanecen, se estabilizan y persisten. Al res-
pecto, el sistema escolar parece ser uno de los con-
textos que permite tener una cobertura de todos o
casi todos los adolescentes (Cuijpers y cols., 2006) y
por tanto ser apropiado para la detección temprana
de estas alteraciones.
La detección de síntomas depresivos es un área
relevante de evaluación en estudiantes. En relación
a esta evaluación, Varela (2006) señala que se ha
precisado que los síntomas que presentan niños y
adolescentes pueden ser similares a los presenta-
dos por los adultos, lo que implica que los criterios
utilizados para evaluar depresión en adultos, pue-
den aplicarse para diagnosticar la depresión en ni-
ños y adolescentes.
En términos conceptuales, depresión y ansie-
dad son muy diferentes, pero la superposición clí-
nica entre ambas condiciones ha sido reportada
por clínicos y por investigadores. Al respecto, en la
evaluación con escalas de autorreporte, las escalas
de ansiedad y depresión correlacionan entre 0,40 y
0,70 en un amplio rango de muestras clínicas y no
clínicas (Lovibond y Lovibond, 1995). Los autores
plantean que esta alta correlación no es el resulta-
do de que estas escalas midan constructos que se
superponen, sino más bien puede explicarse por
causas comunes de estados afectivos negativos. Al
respecto, el modelo tripartito de afectividad nega-
tiva (Clark y Watson, 1991) ha intentado dar cuenta
de esta superposición, planteando la existencia de
un componente común de afecto negativo y que las
diferencias entre ambos estados pueden explicarse
por la presencia de bajo afecto positivo en la depre-
sión y sobreactivación fisiológica en la ansiedad.
Por otra parte, los tres estados pueden aparecer
frente a condiciones contextuales comunes que los
activan (Lovibond y Lovibond,1995).
Considerando esta superposición clínica entre
depresión y ansiedad y las dificultades para evaluar
las dos condiciones con escalas de autorreporte, Lo-
vibond y Lovibond (1995) desarrollaron las Escalas
de Depresión, Ansiedad y Estrés (DASS). El objetivo
de estas escalas fue incluir el máximo de síntomas
esenciales de depresión y ansiedad, cumplir las exi-
gencias psicométricas de una escala de autorrepor-
te y lograr una discriminación máxima entre las dos
escalas. Se excluyeron síntomas que pueden estar
presentes en ambos trastornos (por ejemplo, cam-
bios en el apetito), los que pueden explicar parcial-
mente la falta de diferenciación entre ambas escalas
(Lovibond y Lovibond, 1995).
Como instrumento el DASS, fue desarrollado
desde una concepción dimensional más que cate-
górica de los trastornos psicológicos, basado en el
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supuesto de que las diferencias entre sujetos nor-
males y los con alteraciones clínicas radican en la
severidad en que experimentan los estados afecti-
vos de depresión, ansiedad y estrés. Este supuesto
fue confirmado por la evidencia empírica demos-
trando que la estructura factorial del DASS ha sido
la misma en muestra clínicas y no clínicas, apoyando
la idea de que los desórdenes clínicos representan
una manifestación extrema o desadaptativa de sín-
dromes emocionales básicos (Lovibond y Lovibond,
1995).
De acuerdo a los autores, la depresión es un es-
tado caracterizado principalmente por una pérdida
de autoestima y de incentivo, y asociado con una
probabilidad percibida muy baja de logro de metas
personales significativas para el individuo. La evi-
dencia empírica de estas escalas han mostrado que
el ánimo triste, considerado central en clasificacio-
nes diagnósticas de los trastornos depresivos, no
ha sido el elemento más importante de esta escala
en muestras normales y clínicas. La escala de De-
presión incluye ítems que consideran disforia, auto-
depreciación, desesperanza, desvalorización de la
vida, falta de interés, anhedonia e inercia (Lovibond
y Lovibond, 1995).
Por otra parte, la escala de Ansiedad pone énfa-
sis en los vínculos entre la ansiedad, como anticipa-
ción de eventos negativos principalmente de natu-
raleza psicológica, y la respuesta aguda de miedo
ante a una amenaza inmediata de daño. Desde esta
perspectiva, la ansiedad surge con mayor probabi-
lidad cuando el individuo enfrenta exigencias, que
pueden ser autoimpuestas, que prueban y son de
significado crítico para su autoestima, cuando per-
cibe que la probabilidad de fracaso es alta y cuando
tiene un umbral bajo de activación de la respues-
ta de miedo. En concordancia, esta escala incluye
ítems que evalúan activación fisiológica (temblor,
aumento latidos cardiacos, sudoración en las ma-
nos), sensación subjetiva de afecto ansioso, ansie-
dad situacional y preocupación acerca de pérdida
de control (Lovibond y Lovibond, 1995).
La escala de Estrés/Tensión surge al realizar su-
cesivos análisis factoriales en el proceso de cons-
trucción del instrumento. Los autores consideran el
estrés como un estado persistente de sobreactiva-
ción que refleja la dificultad constante de enfrentar
las demandas de la vida, distinguiendo como conse-
cuencia de este estado la baja tolerancia a la frustra-
ción. Esta escala es sensible a niveles de activación
crónica no específica e incluye ítems que miden la
dificultad para relajarse, tensión, impaciencia, irri-
tabilidad y agitación (Lovibond y Lovibond,1995;
Szabó, 2010).
La versión abreviada de las Escalas de Depre-
sión Ansiedad y Estrés (DASS-21) tiene la ventaja
de ser un instrumento de autorreporte breve, fácil
de administrar y de responder y que ha mostrado
adecuadas propiedades psicométricas en estudios
de validación en adultos de población general, en
muestras clínicas y en adolescentes (Lovibond y
Lovibond,1995; Daza, Novy, Stanley y Averill, 2002;
Bados, Solanas y Andrés, 2005; Tully, Zajac y Ven-
ning, 2009; Szabó, 2010). Como instrumento no
permite la clasificación de pacientes en categorías
diagnósticas discretas, pero sí para muestras aus-
tralianas se han determinado puntos de corte de
acuerdo a la severidad de los síntomas.
Con respecto a la confiabilidad, evaluada a tra-
vés de consistencia interna en los estudios realiza-
dos con adolescentes, se reportan valores de alfa
para la escala de Depresión de 0,88-0,87; para la
escala de Ansiedad de 0,79; para la escala de Ten-
sión/Estrés es 0,82-0,83 y para la escala total es de
0,93 (Tully y cols., 2009; Szabó, 2010). Estos valores
son similares a los reportados en los estudios de va-
lidación del DASS-21 en población adulta (Lovibond
y Lovibond,1995; Daza y cols., 2002; Bados y cols.,
2005).
En la evaluación de evidencias de validez, las co-
rrelaciones observadas entre las escalas del DASS-
21 y escalas que miden constructos similares, han
sido altas y significativas (Lovibond y Lovibond,
1995; Daza y cols., 2002; Bados y cols., 2005).
La validez discriminante del DASS-21, es decir,
las correlaciones entre escalas que miden construc-
tos diferentes (por ejemplo, escala de Depresión del
DASS-21 y el Inventario de Ansiedad de Beck) fueron
moderadamente altas y significativas en el proceso
de construcción del instrumento (Lovibond y Lovi-
bond,1995) y también en los estudios de validación
realizados en población hispana (Daza y cols., 2002;
Bados y cols., 2005).
En cuanto a la estructura factorial, los estudios
muestran resultados diferentes, dos estudios en
población latina (Daza y cols., 2002; Bados y cols.,
2005) muestran un ajuste aceptable del modelo de
tres factores para el DASS-21. En los estudios con
adolescentes, los autores difieren con respecto a
la estructura factorial del instrumento. Duffy, Cun-
ningham y Moore (2005) plantea un modelo de dos
factores, basado en el modelo tripartito de afecti-
vidad negativa, en el que se distingue un factor de
afectividad negativa y otro de activación fisiológica.
Tully y cols.(2009) concluyen el análisis factorial con
un modelo de tres factores que contempla un factor
de depresión, de ansiedad y uno de afectividad ne-
gativa en el que se permite cargar todos los ítems de
las tres escalas. Szabó (2010) señala que los cons-
tructos de depresión y ansiedad son similares entre
adultos y adolescentes de 11 a 15 años. Sin embar-
go, la validez del constructo estrés/tensión es cues-
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tionable en este grupo de edad; la autora plantea
que es posible que este estado emocional específi-
co se encuentre en desarrollo. Determina un modelo
de tres factores (depresión, ansiedad y estrés) en el
que se permite que los términos de error de cinco
pares de ítems puedan correlacionar.
Considerando tanto la prevalencia de los tras-
tornos depresivos y ansiosos en la adolescencia,
las consecuencias para el desarrollo y bienestar en
quienes los padecen, y la alta tasa de recurrencia de
estos trastornos en la adultez, se justifica contar con
instrumentos adaptados y con evidencias de validez
en cada contexto en que serán utilizados que per-
mitan detectar a tiempo la presencia de síntomas
depresivos y ansiosos en un único instrumento.
La comorbilidad de los trastornos depresivos y an-
siosos, presente tanto en los adultos como en los
adolescentes, aumenta la relevancia de contar con
instrumentos que puedan diferenciar entre sínto-
mas de ansiedad y de depresión en adolescentes.
Por tanto, esta investigación tuvo como propósito
adaptar y determinar las propiedades psicométricas
de la versión abreviada de las Escalas de Depresión
Ansiedad y Estrés (DASS-21) en estudiantes secun-
darios de una ciudad del sur de Chile.
Método
Participantes
La muestra no probabilística estuvo constituida
por 448 estudiantes secundarios de Temuco. El ta-
maño de la muestra se determinó de acuerdo a las
recomendaciones de Streiner y Norman (1995) para
estudios de validación, quien sugiere 10 participan-
tes por cada ítem del instrumento. En este estudio se
contó con 20 personas por cada ítem. Para asegurar
la variabilidad de la muestra, se utilizó un muestreo
estratificado por conglomerado para seleccionar a
los participantes. El criterio de estratificación fue el
Tabla 1. Distribución de la muestra según género, nivel educacional, edad, nivel
socioeconómico del establecimiento
MUESTRA TOTAL n=448
Frecuencia Porcentaje
Género
Masculino 170 38
Femenino 278 62
Nivel educacional
Primero 128 28,5
Segundo 125 28
Tercero 92 20,5
Cuarto 103 23
Edad
13 - 14 83 18,5
15 124 27,7
16 102 22,8
17 84 18,7
18 39 8,7
19 16 3,6
Nivel socioeconómico establecimiento
Alto 38 8,5
Medio 198 44,2
Medio bajo 129 28,8
Bajo 83 18,5
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nivel socioeconómico del establecimiento educacio-
nal según clasificación del Sistema de Medición de
la Calidad de la Educación (SIMCE) y su dependencia
(municipal, particular subvencionada y particular).
Para cada estrato, se seleccionó un establecimiento
de acuerdo a criterios de aleatoriedad y de accesi-
bilidad. En cada establecimiento se seleccionaron
en forma aleatoria conglomerados o cursos de cada
nivel educacional. Del total de participantes, 278
(62%) fueron mujeres. Esta distribución desigual de
ambos géneros se explica debido a que dos de los
establecimientos seleccionados contaban con una
proporción mayor de mujeres. La edad promedio
de la muestra fue de 15,81 años (D.E.=1,37), sien-
do similar entre hombres y mujeres (t 446= -0,6175,
p>0,05). Al agrupar los participantes de acuerdo a
su edad, se observa que 83 (18,5%) tenían 13 ó 14
años, 124 (27,7%) tenían 15 años, 102 (22,8%) te-
nían 16 años, 84 (18,7%) tenían 17 años, 39 (8,7%)
tenían 18 años y sólo 16 (3,6%) tenían 19 años. Con
respecto al nivel educacional cursado al momento
del estudio, 128 (28,5%) estudiantes se encontra-
ban cursando primero medio, 125 (28%) segundo
medio, 92 (20,5%) tercero medio y 103 (23%) cuarto
medio. Estos datos se resumen en la Tabla 1.
Instrumentos
Versión abreviada de Escalas de Depresión An-
siedad y Estrés (DASS-21), escala de autorreporte
dimensional que fue diseñada para medir estados
emocionales negativos de depresión, ansiedad y
estrés (Lovibond y Lovibond,1995). Cada una de las
tres escalas tiene siete ítems con formato de res-
puesta tipo Likert con cuatro alternativas, las que se
ordenan en una escala de 0 a 3 puntos. El puntaje de
cada escala se calcula con la suma de los puntajes
de los ítems pertenecientes a esa escala y varía en-
tre 0 y 21 puntos.
El DASS-21 cuenta con dos versiones validadas
en español, en población latina adulta de Estados
Unidos (Daza y cols., 2002) y en estudiantes univer-
sitarios en España (Bados y cols., 2005). Para este
estudio con adolescentes chilenos, se realizó un
proceso de adaptación idiomática y cultural del ins-
trumento considerando los pasos sugeridos en la li-
teratura para la validación de instrumentos (Werner
y Campbell, 1970; Brislin, 1980; Muñiz y Hambleton,
1996).
En primer lugar, utilizando un enfoque de comité
con descentración, tres psicólogos con dominio del
inglés hablado y escrito realizaron una traducción
preliminar al español trabajando en forma indepen-
diente. Posteriormente, elaboraron por consenso
una primera versión en español del DASS-21, utili-
zando las versiones preliminares.
En segundo lugar, un psicólogo chileno residente
en un país de habla inglesa realizó un proceso de re-
trotraducción de esta primera versión del DASS-21,
con el objetivo de mejorar la equivalencia cultural
del instrumento. A partir de esta versión retrotradu-
cida se modificaron levemente los tiempos verbales
en dos ítems (14 y 19).
Esta versión modificada fue sometida a una
prueba piloto (n = 29 adolescentes, 16 mujeres y
13 hombres) para evaluar comprensibilidad de los
ítems y de las instrucciones. A partir de sus resul-
tados se modificaron dos ítems que contenían una
doble negación (14 y 16), generando la versión de-
finitiva del DASS-21 (Vinet, Rehbein, Saiz y Román,
2008) utilizada en esta investigación.
Para evaluar la validez convergente y discrimi-
nante del DASS-21, se utilizó el Inventario de Depre-
sión de Beck – Segunda Versión (BDI-II; Beck, Steer
y Brown, 1996) y el Inventario de Ansiedad de Beck
(BAI; Beck, Epstein, Brown, y Steer, 1988). El BDI-II
es uno de los instrumentos de autorreporte más uti-
lizado internacionalmente para evaluar la severidad
de síntomas depresivos en adultos y adolescentes
desde los 13 años. Consta de 21 ítems, que descri-
ben síntomas experimentados en las dos últimas
semanas y se responden con una escala de severi-
dad de 4 puntos. El puntaje total varía entre 0 y 63
puntos.
Las propiedades psicométricas del BDI-II fue-
ron examinadas en Chile con una muestra de ado-
lescentes. Para determinar la confiabilidad del
instrumento se evaluó su consistencia interna con
el coeficiente alfa de Cronbach (α=0,90) junto con
diversas evidencias de validez. Se demostró que el
BDI-II puede discriminar adecuadamente entre po-
Tabla 2. Estadísticos descriptivos escalas DASS-21
MEDIANA PROMEDIO DESVIACIÓN RANGO
Muestra total (n=448)
DASS-21 Depresión 4,5 5,98 4,78 0 - 21
DASS-21 Ansiedad 4 5,02 3,89 0 - 19
DASS-21 Estrés 7 6,95 4,14 0 - 21
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blación consultante con sintomatología emocional
ansioso-depresiva y población no consultante y se
determina como punto de corte, un puntaje total de
19 puntos, que puede indicar la presencia de sinto-
matología depresiva clínicamente significativa, pero
no necesariamente la presencia de un trastorno de-
presivo (Melipillán, Cova, Rincón y Valdivia, 2008).
Estos hallazgos concuerdan con los resultados ob-
servados en los estudios realizados en España y Es-
tados Unidos.
El BAI es una escala de autorreporte de 21 ítems
diseñada para evaluar síntomas de ansiedad. Cada
ítem se refiere a síntomas experimentados en la úl-
tima semana y se responde con una escala de seve-
ridad de 4 puntos. El puntaje total de la escala varía
entre 0 y 63 puntos.
Las propiedades psicométricas del BAI fueron
examinadas en Chile con una muestra de adoles-
centes. Para determinar la confiabilidad del ins-
trumento se evaluó su consistencia interna con el
coeficiente alfa de Cronbach (α=0,91). Además, se
determinó un puntaje de corte de 16 puntos, con
una sensibilidad de 90% para detectar presencia de
síntomas ansiosos clínicamente significativos y una
especificidad de 58% (Cova y Melipillán, 2007).
Se aplicó además un cuestionario sociodemo-
gráfico que indagó datos demográficos, anteceden-
tes individuales, familiares, sociales y antecedentes
mórbidos.
Procedimiento
Esta investigación fue aprobada por el Comité de
Ética de la Facultad de Medicina de la Universidad
de La Frontera.
En cada establecimiento seleccionado, se solici-
tó la autorización a los directores y posteriormente,
se solicitó a los apoderados el consentimiento infor-
mado para la aplicación de los instrumentos a sus
pupilos. A los jóvenes se les solicitó su asentimiento
y se les aseguró el manejo confidencial de la infor-
mación personal entregada en los cuestionarios.
La aplicación de los cuatro instrumentos a los
estudiantes estuvo a cargo de la investigadora prin-
cipal y de ayudantes de investigación y se llevó a
cabo en sus respectivas salas de clases. El tiempo
promedio de respuesta de los cuatro instrumentos
fue de 30 minutos en total.
Para la evaluación de la confiabilidad, se determi-
nó la consistencia interna de cada escala y de la es-
cala total (Alfa de Cronbach). La validez convergente
y discriminante se evaluó a través de correlaciones
(r de Pearson) entre las Escalas del DASS-21 con el
BDI-II y el BAI. La validez convergente se evaluó a
través de la correlación entre la escala de depresión
del DASS-21 y el BDI, a su vez la escala de Ansiedad
del DASS-21 con el BAI. La validez discriminante se
estableció a través de la correlación cruzada de es-
tas escalas, es decir, entre la Escala de Depresión
del DASS-21 y BAI y entre la Escala de Ansiedad del
DASS-21 y el BDI-II. Estos análisis se realizaron con
el software estadístico STATA, versión 9.2.
Para el análisis de la estructura factorial del ins-
trumento, se realizó un análisis factorial confirma-
torio, el que tuvo como objetivo comprobar la exis-
tencia de un modelo de tres factores (depresión,
ansiedad y estrés) en el instrumento en estudio.
Para llevar a cabo este análisis se utilizó el software
estadístico AMOS, versión 18.
Resultados
Los estadísticos descriptivos para cada escala
considerando la muestra total se describen en la
Tabla 2. Resalta el promedio observado en la esca-
la de estrés que es mayor al observado en las otras
escalas.
Con el objetivo de determinar la confiabilidad del
DASS-21, se evaluó su consistencia interna a través
del coeficiente alfa de Cronbach. En la Tabla 3 se
observa que los coeficientes alfas para cada escala
fueron satisfactorios (αdepresión=0,85; αansiedad=0,72;
αestrés=0,79).
Para determinar validez convergente y discri-
minante, se utilizó el coeficiente de correlación de
Tabla 3. Confiabilidad escalas DASS-21, BDI y BAI
ALPHA DE CRONBACH NÚMERO ÍTEMS
Muestra total (n=448)
DASS-21 Depresión 0,85 7
DASS-21 Ansiedad 0,72 7
DASS-21 Estrés 0,79 7
BDI 0,88 21
BAI 0,87 21
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Pearson entre las escalas del DASS-21 con el In-
ventario de Depresión de Beck y el Inventario de
Ansiedad de Beck, cuyos resultados se muestran
en la Tabla 4. La escala de Depresión del DASS-21
mostró una correlación estadísticamente significati-
va con el BDI (r=0,71, p<0,001), mientras que con el
BAI esta correlación fue menor y también estadís-
ticamente significativa (r=0,54, p<0,001). En forma
similar, la escala de Ansiedad del DASS-21 mostró
una correlación estadísticamente significativa con el
BAI (r=0,76, p<0,001), mientras que con el BDI esta
correlación fue menor y también estadísticamente
significativa (r=0,50, p<0,001). La escala de Estrés
del DASS-21 mostró una correlación estadísticamen-
te significativa tanto con el BAI (r=0,64, p<0,001),
como con el BDI (r=0,57, p<0,001), siendo esta últi-
ma ligeramente menor.
Por otra parte, las correlaciones entre las esca-
las del DASS-21 son estadísticamente significativas.
La mayor correlación se observa entre las escalas
de Ansiedad y Estrés (r=0,63, p<0,001) y la menor
entre las escalas de Depresión y Ansiedad (r=0,52,
p<0,001).
Para evaluar la estructura factorial del instru-
mento se realizó un análisis factorial confirmatorio.
En este análisis se utilizaron varios índices que per-
mitieron evaluar el ajuste global del modelo.
El índice Chi cuadrado indica la discrepancia en-
tre el modelo hipotetizado y el construido a partir
de los datos. Debido a que generalmente los mode-
los se analizan con un número elevado de datos, el
valor de Chi-cuadrado resulta generalmente signifi-
cativo, detectando discrepancias estadísticamente
significativas pero irrelevantes desde el punto de
vista práctico. Se recomienda otras medidas basa-
das en el valor de Chi cuadrado que incorporen una
penalización por la falta de parsimonia del modelo.
Para esto se propone dividir el valor de chi del mo-
delo por los grados de libertad, valores menores a
2 indicarían ajuste (Abad, Olea, Ponsoda y García,
2011).
También se utilizó el índice de ajuste comparati-
vo (CFI: Comparative Fit Index) que toma en cuenta el
tamaño de la muestra, un CFI > 0,90 indica un buen
ajuste a los datos. El otro índice considerado fue CFI
ajustado por parsimonia (PCFI: Parsimony-Adjusted
CFI), que toma en cuenta la complejidad del mode-
lo en el cálculo de la bondad de ajuste, valores >
0,70. indican un buen ajuste del modelo. Además,
se utilizó el promedio de la raíz cuadrada del error
de aproximación (RMSEA: Root Mean Square Error
of Aproximation), valores menores que 0,06 indican
buen ajuste de los datos (Martínez, Hernández y
Hernández, 2006).
Con respecto a los modelos probados, en primer
lugar se probó el modelo de tres factores con la es-
tructura factorial evaluada en los estudios previos
de validación del DASS-21 en adolescentes y en
adultos. Este modelo consiste en tres factores hipo-
téticos (Depresión, Ansiedad y Estrés) con 7 ítems
en cada factor (Modelo A). Los índices de ajuste para
este modelo están bajo lo esperado para considerar
Tabla 4. Correlaciones entre escalas DASS-21, BDI y BAI
**p<0.001
DASS-21
Depresión Ansiedad Estrés BDI
DASS Ansiedad 0,52** -
DASS Estrés 0,61** 0,64** -
BDI 0,72** 0,50** 0,57** -
BAI 0,54** 0,76** 0,65** 0,65**
Tabla 5. Índices de ajuste global de los modelos A y B
* p<0,001
1CFI= Índice de ajuste comparativo
2PCFI= Índice de ajuste comparativo ajustado por parsimonia
3RMSEA= Root Mean Square Error of Aproximation
MODELOS X2gl X2/gl CFI1PCFI2RMSEA3
Modelo tres factores - A 647,263* 186 3,480 0,861 0,762 0,074
Modelo tres factores - B 483,124* 179 2,699 0,908 0,774 0,062
Francisca román mElla, EugEnia v. vinEt y ana maría alarcón muñoz
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REVISTA ARGENTINA
DE CLÍNICA PSICOLÓGICA
Vol. XXIII 2AGOSTO 2014
un modelo aceptable, salvo el PCFI (Tabla 5). Entre
los índices de modificación se sugiere que el ítem 10
(“Sentí que no tenía nada por que vivir”), el ítem 13
(“Me sentí triste y deprimido”) y el ítem 21 (“Sentí
que la vida no tenía ningún sentido”) covaríen con
el factor Ansiedad y el factor Estrés.
Se probó entonces un segundo modelo modi-
ficado de tres factores (B) en el que se examinó si
los índices de ajuste podían mejorar si se permitía
covariar a algunos términos de error. Para esto se
analizaron los índices de modificación del modelo
original de tres factores del DASS-21. Sólo se incor-
poraron modificaciones que tuvieran sentido teóri-
co, es decir, se permitió que covariaran 7 pares de
ítems, cinco pares de la escala de depresión y dos
pares de la escala de estrés. Los pares de ítems de
la escala de depresión correspondieron a: desespe-
ranza – desvalorización de la vida; desesperanza –
falta de interés; falta de interés – inercia; falta de
interés – anhedonia; anhedonia – inercia. Los pares
de ítems de la escala de estrés correspondieron a:
activación nerviosa – impaciencia; dificultad para
relajarse – irritabilidad.
Los resultados de este segundo modelo mostra-
ron un mejor ajuste como se indica en la Tabla 5, los
índices de ajuste global están en un rango acepta-
ble. Sólo la razón entre chi cuadrado y los grados de
libertad permanece fuera del rango aceptable.
Las correlaciones entre los factores se observan
muy altas, con coeficientes de correlación de 0,696
entre depresión y ansiedad, de 0,716 entre depre-
sión y estrés y de 0,857 entre ansiedad y estrés.
En el análisis factorial confirmatorio, además de
considerar los índices globales de ajuste del modelo
es necesario tener en cuenta índices detallados de
ajuste, que permiten contrastar los parámetros del
modelo. Uno de estos índices es la prueba de signi-
ficancia de las cargas factoriales. Una carga factorial
es equivalente a un coeficiente de incidencia desde
un factor latente hacia una variable manifiesta, que
en este estudio corresponde a cada ítem. Al anali-
zar las cargas factoriales, todos los ítems mostraron
una carga significativa de los constructos subyacen-
tes hipotetizados como se demuestra en la Tabla 6.
La prueba de significancia de las cargas se realiza
con un contraste estadístico tipo T que divide el pa-
rámetro por su error típico. Como regla estándar,
se considera que si el resultado de este contraste
es ≥ |2|, entonces el parámetro es estadísticamen-
te significativo con p<0,05 (Martínez, Hernández y
Hernández, 2006).
Con respecto al coeficiente de determinación,
éste corresponde a la proporción de varianza de
cada variable indicadora que es explicada o atri-
buida al factor común al cual ésta fue asignada.
Los coeficientes de determinación de cada ítem se
aprecian en la Tabla 6. Resaltan los resultados de
los ítems 2, 4, 5 y 16, debido al bajo coeficiente de
determinación observado.
Discusión
El objetivo de este estudio fue evaluar las pro-
piedades psicométricas de las escalas de Depre-
sión, Ansiedad y Estrés (DASS-21) en una muestra
de estudiantes secundarios chilenos.
Con respecto a la confiabilidad, los valores Alfa
para cada escala fueron aceptables, pero menores
a los obtenidos en los estudios de validación con
adolescentes australianos. El valor más bajo obser-
vado correspondió a la escala de Ansiedad (0,72),
sin embargo, este valor fue similar al obtenido en
el estudio de validación de Bados y cols. (2005) con
estudiantes de Psicología españoles.
Al igual que en otros estudios de validación, la
validez convergente del DASS-21 fue satisfactoria, es
decir, las correlaciones entre las escalas del DASS-
21 y escalas que medían constructos similares fue-
ron altas y significativas (Lovibond y Lovibond,1995;
Daza y cols., 2002; Bados y cols., 2005). Así tam-
bién, la validez discriminante del DASS-21 fue satis-
factoria, esto es, las correlaciones entre escalas que
medían constructos diferentes (por ejemplo, escala
de Depresión del DASS y el BAI) fueron moderada-
mente altas y significativas, lo que coincide con los
hallazgos de Lovibond y Lovibond (1995) en el pro-
ceso de construcción del instrumento y también con
los estudios de validación realizados en población
hispana (Daza y cols., 2002; Bados y cols., 2005).
Estas correlaciones moderadamente altas y sig-
nificativas entre constructos diferentes han sido
reconocidas tanto por clínicos como por investiga-
dores, asumiendo que las escalas de autorreporte
de ansiedad y depresión correlacionan entre 0,40 y
0,70 en un amplio rango de muestras clínicas y no
clínicas (Lovibond y Lovibond, 1995). En este estu-
dio, la correlación entre la escala de Depresión con
la escala de Ansiedad del DASS-21 fue de 0,52, simi-
lar al observado en otros estudios con este instru-
mento (Daza y cols., 2002; Bados y cols., 2005). Este
valor es coincidente con lo planteado por Lovibond
y Lovibond (1995), quienes indican una correlación
mínima irreducible entre escalas de autorreporte di-
señadas para medir depresión y ansiedad de 0,50.
Los autores sostienen que esta correlación irreduci-
ble no implica que las escalas estén midiendo cons-
tructos que se superponen, sino más bien puede
ser explicada por un factor común de afectividad
negativa o por condiciones ambientales que activan
los tres estados. Ambas explicaciones necesitan ser
exploradas con mayor profundidad en adolescentes
chilenos.
escalas de dePresión, ansiedad y esTrés (dass-21): adaptación y propiEpadEs psicométricas En EstudiantEs sEcundarios dE tEmuco
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DE CLÍNICA PSICOLÓGICA
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Con respecto a la estructura factorial del instru-
mento, se probó en primer lugar un modelo con la
estructura de afecto negativo subyacente al DASS,
es decir, de tres factores correlacionados, Depre-
sión, Ansiedad y Estrés. Los índices de ajuste para
este modelo estuvieron bajo lo esperado para consi-
derar un modelo aceptable, salvo uno de los índices
de ajuste global (PCFI). Llama la atención en este
modelo que los índices de modificación sugieren
que algunos ítems de la escala de Depresión, cova-
ríen con los factores Ansiedad y Estrés. Uno de estos
ítems es el 13, “Me sentí triste y deprimido”, el que
podría ser considerado un ítem propio del factor de
depresión. Este índice de modificación puede estar
dando cuenta de una dificultad de los adolescentes
para diferenciar los afectos negativos que experi-
mentan, lo cual puede entenderse desde la pers-
pectiva evolutiva del desarrollo emocional. Es decir,
los adolescentes pueden expresar que se sienten
tristes y deprimidos cuando efectivamente lo están,
cuando se encuentran preocupados o ansiosos o
cuando están sobrepasados o estresados. En forma
similar se puede entender lo que ocurre con el ítem
10 “Sentí que no tenía nada por que vivir” y con el
ítem 21 “Sentí que la vida no tenía ningún sentido”.
El segundo modelo probado mantuvo los tres
factores correlacionados de Depresión, Ansiedad
y Estrés y de acuerdo a los índices de modificación
se permitió que los términos de error de 7 pares
de ítems pudieran covariar. En otros estudios de
validación del DASS-21, también ha sido necesario
permitir que los términos de error de algunos pares
de ítems puedan covariar para mejorar el ajuste del
modelo. Llama la atención que gran parte de los
pares de ítems correspondían al factor depresión a
diferencia de los hallazgos de otros estudios (Sza-
bó, 2010). Los cinco pares de ítems del factor de
depresión corresponden a cinco de los siete ítems
del factor que se encuentran pareados en distintas
combinaciones.
Tabla 6. Cargas factoriales y coeficiente de determinación de cada ítem en modelo modificado
tres factores-B
ÍTEMS FACTOR CARGA
FACTORIAL
COEFICIENTE DE
DETERMINACIÓN
DASS 17 Valer poco como persona Depresión 0,807 0,651
DASS 21 Vida no tenía sentido Depresión 0,802 0,644
DASS 10 Nada porque vivir Depresión 0,782 0,611
DASS 13 Triste y deprimido Depresión 0,724 0,524
DASS 3 Sentir nada positivo Depresión 0,662 0,439
DASS 16 Incapaz de entusiasmarse Depresión 0,413 0,171
DASS 5 Dificultad para motivarse Depresión 0,392 0,154
DASS 20 Sentir miedo sin saber origen Ansiedad 0,660 0,436
DASS 7 Sentirse tembloroso Ansiedad 0,580 0,336
DASS 19 Sentir latidos sin esfuerzo Ansiedad 0,579 0,335
DASS 15 Proximidad ataque de pánico Ansiedad 0,577 0,333
DASS 9 Preocupación por sentir pánico Ansiedad 0,505 0,255
DASS 4 Problemas para respirar Ansiedad 0,411 0,169
DASS 2 Sequedad boca Ansiedad 0,351 0,123
DASS 12 Dificultad para relajarse Estrés 0,655 0,429
DASS 18 Irritabilidad Estrés 0,623 0,388
DASS 8 Nerviosismo Estrés 0,599 0,359
DASS 6 Descontrol en situaciones Estrés 0,595 0,355
DASS 1 Dificultad para calmarse Estrés 0,587 0,345
DASS 11 Sensación de intranquilidad Estrés 0,583 0,339
DASS 14 Dificultad aceptar interrupciones Estrés 0,528 0,279
Francisca román mElla, EugEnia v. vinEt y ana maría alarcón muñoz
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Vol. XXIII 2AGOSTO 2014
Los índices de ajuste global del modelo de tres
factores modificado están en su mayoría en un
rango aceptable, a excepción de la razón entre Chi
Cuadrado y los grados de libertad, cuyo resultado
está fuera de este rango. Al respecto, Abad, Olea,
Ponsoda y García (2011) señalan que este indicador
basado en el Chi cuadrado está desaconsejado de-
bido a que es muy sensible al tamaño de la muestra
lo que implica que a mayor tamaño muestral es más
fácil rechazar el modelo inclusive si la discrepancia
es pequeña.
Los resultados obtenidos entregan un hallazgo
inicial para la validez de constructo del DASS-21 en
adolescentes chilenos. Sin embargo, es importante
tener en cuenta que las correlaciones positivas en-
tre los factores y especialmente entre ansiedad y es-
trés fueron muy altas. Por lo que se sugiere explorar
el ajuste de un modelo con un factor de afectividad
negativa de segundo orden, el que ha mostrado un
buen ajuste en otros estudios (Daza y cols., 2002;
Szabó, 2010).
Con respecto a los índices detallados de ajuste,
es importante mencionar que las cargas factoriales
de cada ítem son estadísticamente significativas,
lo cual implica que es relevante la incidencia del
factor en cada ítem asociado. Los valores más ba-
jos de esta carga factorial también corresponden a
los valores más bajos de los coeficientes de deter-
minación. De los cuatro ítems con los valores más
bajos, dos corresponden al factor de depresión, es
decir, un porcentaje muy bajo de la varianza es ex-
plicado por este factor: se me hizo difícil motivarme
para hacer cosas y fui incapaz de entusiasmarme
con algo. Se podría hipotetizar que las respuestas
a estos ítems se encuentran influidas por otras ex-
periencias afectivas propias de la adolescencia. Los
otros dos ítems corresponden al factor Ansiedad y
sus contenidos están dirigidos a explorar activación
fisiológica: me di cuenta que tenía la boca seca y
tuve problemas para respirar. Durante la aplicación,
estos ítems generaron dudas ya que aparentemente
los adolescentes no asociaban el contenido a ex-
periencias conocidas por ellos. Por otra parte, los
ítems con los valores mayores de este coeficiente
corresponden al factor depresión.
Si bien el ajuste global del modelo de tres facto-
res modificado está dentro del rango aceptable, al
revisar los índices de ajuste detallado es importante
tomar esta conclusión con cautela. El modelo mues-
tra algunas dificultades al subestimar o sobrestimar
algunas relaciones entre indicadores (ítems) y en
algunos casos en el porcentaje de varianza de los
ítems que es explicado por los factores. Esta dificul-
tad ha aparecido en otros estudios de validación del
DASS-21 en adolescentes. El modelo de tres facto-
res no logra un buen ajuste a los datos (Duffy, 2005;
Szabó, 2010; Tully y cols., 2009).
Más allá de las propiedades psicométricas del
DASS-21, claramente establecidas en este estudio,
es importante reconocer que éste es un instrumento
diseñado originalmente para adultos que contiene
expresiones y palabras que pueden resultar poco
familiares para adolescentes. Aún cuando en la apli-
cación piloto los jóvenes reportaron comprender los
ítems, esta comprensión puede haberse dado en un
sentido diferente al que tenía el ítem originalmente.
Como se mencionaba en los antecedentes, los ado-
lescentes se encuentran en una etapa evolutiva que
implica una serie de cambios y desafíos de adapta-
ción. Los jóvenes necesitan además comprender las
reacciones emocionales que acompañan este proce-
so, esto implica reconocerlas, diferenciarlas y rotu-
larlas para comunicarlas a otros. En este contexto
responder un instrumento como el DASS-21 puede
ser especialmente desafiante y sus respuestas pue-
den no corresponder en forma precisa a lo que se
pregunta.
Como se ha mencionado anteriormente la ado-
lescencia es un etapa evolutiva compleja marcada
por grandes cambios físicos, cognitivos, afectivos
y sociales y por una gran vulnerabilidad a los fac-
tores contextuales del desarrollo. Para comprender
los procesos que distinguen esta etapa se ha plan-
teado la necesidad de diferenciar una adolescencia
temprana de una adolescencia tardía. En relación al
desarrollo emocional, se podría señalar que a los
adolescentes tempranos les cuesta más diferenciar
sus estados emocionales mientras que a los tardíos
se espera que puedan discriminar de mejor manera
sus experiencias afectivas. Debido a que la muestra
de este estudio abarcó desde los 13 a los 19 años,
se sugiere explorar en futuros análisis factoriales
confirmatorios si el modelo de tres factores ajusta
mejor a los datos provenientes de adolescentes tar-
díos. Esta diferencia entre adolescentes tempranos
y tardíos también fue considerada en los estudios
de validación del DASS-21 en adolescentes austra-
lianos (Szabó, 2010; Tully y cols., 2009).
Este estudio aportó en el proceso de adaptación
idiomática y cultural del instrumento el cual se rea-
lizó de acuerdo los criterios establecidos para este
proceso. Además, el DASS-21 demostró para esta
muestra una adecuada confiabilidad y una validez
convergente y discriminante satisfactoria y seme-
jante a los hallazgos de otros estudios de validación.
Surgen como desafíos, analizar con mayor precisión
los ítems que mostraron cargas factoriales más ba-
jas, evaluando su comprensibilidad en población
adolescente, considerando diferentes niveles edu-
cacionales y condiciones socioeconómicas con el
objetivo de asegurar la equivalencia conceptual de
escalas de dePresión, ansiedad y esTrés (dass-21): adaptación y propiEpadEs psicométricas En EstudiantEs sEcundarios dE tEmuco
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DE CLÍNICA PSICOLÓGICA
Vol. XXIII 2AGOSTO 2014
los ítems de cada escala. Además, se requiere pro-
fundizar en la comprensión de la estructura factorial
del instrumento en adolescentes chilenos. Es decir,
este estudio permite contar con un instrumento de
evaluación con características conocidas y estable-
cidas con rigurosidad.
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Abstract: The psychometrics properties of the short
version of Depression Anxiety Stress Scales (DASS-21; Lovibond
y Lovibond, 1995) were evaluated in 448 secondary school
students selected trough stratified and cluster sampling. This
study included the cultural and idiomatic adaptation of the
scales. After signing informed consent and assent, participants
completed the following instruments: short version of the
Depression Anxiety Stress Scales (DASS-21), Beck Depression
Inventory – Second Edition (BDI-II), Beck Anxiety Inventory (BAI)
and a Sociodemographic survey. Results showed that the DASS-
21 has an acceptable reliability and satisfactory convergent
and divergent validity in this sample. Its factorial structure was
reached through a modified three factor model with correlated
error terms that showed an acceptable fit to the data.
