REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
cc
BY NC ND
18
ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
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ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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ISSN-impreso 1390-7581
ISSN-digital 2661-6742
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
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preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
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utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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25
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ISSN-digital 2661-6742
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
Criterio Rango de V
Rango del límite
inferior
Resultado más bajo
Relevancia
0,88-1,00
0,69-0,86
Ítem 28: 0,88 (IC 95 %: 0,69-0,96)
Representatividad
0,83-1,00
0,64-0,86
Ítem 26: 0,83 (IC 95 %: 0,64-0,93)
Claridad
0,88-1,00
0,69-0,86
Ítem 2: 0,88 (IC 95 %: 0,69-0,96)
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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26
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ISSN-digital 2661-6742
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
Item
F1
F2
F3
F4
F5
F6
Unicidad
Item
F1
F2
Unicidad
1
0,318
-
-
-
0,543
-
0,431
8
0,563
-
0,323
2
-
-
-
-
0,595
-
0,465
15
0,780
-
0,456
3
0,427
-
0,415
-
-
-
0,415
20
1,040
-
0,177
4
0,53
-
0,333
-
-
-0,454
0,148
21
0,840
-
0,203
5
-
0,596
-
-
-
-
0,456
24
0,671
-
0,186
6
-
-
-
-
0,802
-
0,171
25
-
0,891
0,190
7
0,568
0,33
0,32
-
-
-
0,099
28
0,963
-
0,227
8
-
0,49
-
-
-
-
0,164
29
-
0,639
0,486
9
0,541
-
0,3
-
-
-0,36
0,153
35
-
0,569
0,494
10
0,606
-
-
-
-
-
0,253
36
0,760
-
0,324
11
-
0,931
-
-
-
-
0,066
-
-
-
-
12
-
0,699
-
0,513
-
-
0,204
-
-
-
-
13
0,441
-
-
0,596
-
-
0,166
-
-
-
-
14
-
-
-
0,845
-
-
0,091
-
-
-
-
15
0,445
0,468
-
-
-
-0,31
0,236
-
-
-
-
16
0,605
-
0,366
-
-
0,416
-
-
-
-
17
0,659
-
-
-
-
0,338
0,212
-
-
-
-
18
-
-
0,506
-
-
0,304
0,245
-
-
-
-
19
-
0,778
-
-
-
-
0,131
-
-
-
-
20
0,669
0,347
-
-
-
-
0,09
-
-
-
-
21
0,935
-
-
-
-
-
0,093
-
-
-
-
22
0,876
-
-
-
-
-
0,092
-
-
-
-
23
0,986
-
-
-
-
-
0,088
-
-
-
-
24
0,682
-
-
-
-
-
0,145
-
-
-
-
25
-
-
-
-
0,454
0,524
0,087
-
-
-
-
26
-
0,59
-
-
-
0,404
0,311
-
-
-
-
27
-
0,506
-
-
-
-
0,349
-
-
-
-
28
0,9
-
-
-
-
-
0,141
-
-
-
-
29
-
-
0,589
-
-
0,35
-
-
-
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
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Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
30
0,83
-
-
-
-
-
0,116
-
-
-
-
31
-
-
0,632
-
-
-
0,291
-
-
-
-
32
-
-
0,598
-
-
-
0,179
-
-
-
-
33
-
-
0,625
0,397
-
-
0,172
-
-
-
-
34
-
-
0,743
-
-
0,291
-
-
-
-
35
-
-
-
0,36
-
0,313
0,388
-
-
-
-
36
0,593
-
0,362
-
-
0.244
-
-
-
-
37
-
-
0,341
0,338
-
-
0,586
-
-
-
-
38
-
-
-
-
0,852
-
0,237
-
-
-
-
39
-
-
-
0,658
-
-
0,354
-
-
-
-
40
-
-
0.378
0.449
0.332
-
0.183
-
-
-
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
Modelo
TLI
CFI
GFI
NFI
SRMR
RMSEA
1
0,981
0,982
0,982
0,981
0,132
0,152
2
0,988
0,989
0,988
0,988
0,115
0,143
3
0,989
0,990
0,989
0,989
0,111
0,137
4
0,998
0,998
0,998
0,998
0,060
0,082
5
0,997
0,998
0,997
0,997
0,057
0,077
6
0,997
0,997
0,997
0,997
0,062
0,080
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
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Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
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Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
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y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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ISSN-digital 2661-6742
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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ISSN-digital 2661-6742
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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35
Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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ISSN-digital 2661-6742
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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36
Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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ISSN-digital 2661-6742
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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37
Construcción y validación de una escala para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad (ETAE)
Construction and validation of the Illness Anxiety Disorder Scale (IADS)
https://doi.org/10.37135/ee.04.27.02
Autores:
Guido Gabriel Apaza Ticona¹ - https://orcid.org/0009-0006-8671-710X
Lizbeth Chura Torres¹ - https://orcid.org/0009-0004-3171-2913
Rita Cordova Soncco¹ - https://orcid.org/0000-0003-1880-4560
Afiliación:
¹Escuela Profesional de Psicología, Universidad Peruana Unión, Juliaca, Perú
Autor de correspondencia: Guido Gabriel Apaza Ticona. Universidad Peruana Unión Dirección postal:
Carretera Salida a Arequipa, km 6, Chullunquiani, Av. Héroes de la Guerra del Pacífico, Juliaca 21100, Perú.
Email: guido.apaza@upeu.edu.pe. Teléfono: +51 917937113.
Recibido: 25 de mayo de 2026 Aceptado: 8 de agosto de 2026
RESUMEN
El trastorno de ansiedad por enfermedad representa un serio desafío clínico para el que se necesitan
instrumentos psicométricos apropiados para su evaluación. Este estudio tuvo como objetivo evaluar las
propiedades psicométricas de la Escala de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), para determinar su validez
de contenido, validez de constructo y confiabilidad por consistencia interna, mediante un diseño de
investigación instrumental. La muestra del estudio consistió en 1200 adultos seleccionados por medio de
un muestreo no probabilístico por conveniencia. La validez de contenido se evaluó a través del juicio de
expertos con estimaciones de V de Aiken e intervalos de confianza del 95%. Se realizaron los análisis
factoriales exploratorio y confirmatorio con muestras independientes para evaluar la validez de constructo.
El análisis factorial exploratorio se efectuó mediante correlaciones de Pearson, mientras que el análisis
factorial confirmatorio utilizó matrices policóricas y el estimador WLSMV. Los resultados del análisis
factorial exploratorio revelaron una factorización satisfactoria de la matriz (KMO=0,865). Los resultados
del AFC mostraron que la ETAE de 10 ítems tiene una estructura unidimensional con índices de ajuste del
modelo aceptables (CFI=0,997; TLI=0,997; SRMR=0,062; RMSEA=0,080). La fiabilidad de la ETAE se
evaluó mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald. Ambos indicadores de consistencia
interna mostraron valores elevados (α=0,931; ω=0,935). Por lo tanto, estos resultados indican que la
ETAE posee propiedades psicométricas satisfactorias para medir el trastorno de ansiedad por enfermedad
en la población adulta de la región de Puno.
Palabras clave: estudio de validación, psicometría, adulto.
ABSTRACT
Health anxiety disorder poses a serious clinical challenge that requires appropriate psychometric instruments
for its assessment. This study aimed to evaluate the psychometric properties of the Illness Anxiety Disorder
Scale (IADS) by assessing content validity, construct validity, and internal consistency reliability using an
instrumental research design. The study sample consisted of 1 200 adults selected through non-probabilistic
convenience sampling. Content validity was assessed through expert judgment using Aiken’s V estimates
and 95% confidence intervals. Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on independent
samples to assess construct validity. The exploratory factor analysis was conducted using Pearson correlations,
while the confirmatory factor analysis used polychoric matrices and the WLSMV estimator. The exploratory
factor analysis results showed satisfactory factorability (KMO = 0.865). The confirmatory factor analysis
showed that the 10-item IADS has a unidimensional structure with acceptable model fit indices (CFI = 0.997;
TLI = 0.997; SRMR = 0.062; RMSEA = 0.080). The reliability of the IADS was assessed using Cronbach’s
alpha and McDonald’s omega coefficients.
Both measures of internal consistency showed high values (α = 0.931; ω = 0.935). Therefore, these results
indicate that the IADS has satisfactory psychometric properties for measuring health anxiety disorder in the
adult population of the Puno region.
Keywords: Validation Studies, Psychometrics, Adult.
INTRODUCCIÓN
La pandemia de COVID-19 afectó significativamente el bienestar psicológico de la población, y se convirtió
en un importante problema de salud pública. La situación sanitaria en Perú afectó la salud mental de la población,
siendo los efectos más notables un aumento de la ansiedad, la preocupación y los temores relacionados con
la enfermedad, así como inquietudes sobre la salud física y el posible contagio. De acuerdo con los reportes
del Ministerio de Salud, la crisis de COVID-19 ha puesto de manifiesto alteraciones en la salud mental de la
población, caracterizadas por una mayor percepción del riesgo asociado al virus, sentimientos de peligro e
impotencia y estrés relacionado con la pandemia.
(1)
En concordancia con ello, Huarcaya-Victoria señaló que la pandemia por COVID-19 produjo un impacto
sustancial en la salud mental de la población peruana, destacando a la ansiedad como una de las respuestas
psicológicas más frecuentes ante el temor a enfermar o morir. También describió la presencia de conductas de
hipervigilancia corporal, preocupación persistente por los síntomas físicos y búsqueda constante de información
médica, elementos vinculados a la ansiedad relacionada con la salud.
(2)
El trastorno de ansiedad por enfermedad (TAE) es un trastorno que, según el DSM 5-TR, se caracteriza por
una preocupación persistente por padecer o contraer una enfermedad grave, acompañada de conductas
relacionadas con la salud, como la comprobación reiterada de síntomas, la búsqueda frecuente de atención o
información médica y en algunos casos, la evitación de situaciones relacionadas con la salud. Este trastorno
alcanzó una prevalencia del 4,2 %,
(3)
lo que denota un incremento en la última década si lo comparamos con
el DSM-5, que señala una prevalencia de 1 % en la población general.
(4)
Desde un enfoque cognitivo-conductual, la ansiedad con la salud se conceptualiza como un constructo
multidimensional en el que interactúan procesos cognitivos, emocionales y conductuales que aportan al
mantenimiento de la preocupación persistente por la enfermedad. Abramowitz y Braddock señalaron que
este trastorno se manifiesta a través de interpretaciones catastróficas de las sensaciones corporales, un estado
sostenido de preocupación por la salud, conductas de evitación orientadas a reducir el malestar asociado con
la enfermedad percibida y comportamientos de búsqueda de seguridad, como la comprobación reiterada de
síntomas o la solicitud excesiva de tranquilización médica.
(5)
Desde una perspectiva metodológica, este estudio aborda la limitada disponibilidad de instrumentos
psicométricos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en adultos de la sociedad
peruana. Se realizó una revisión documental en bases de datos científicos y repositorios académicos nacionales,
orientada a identificar instrumentos psicométricos validados localmente para la evaluación de la ansiedad
por enfermedad con el propósito de determinar la disponibilidad de instrumentos específicos para esta
población. Si bien esta revisión evidenció la existencia de escalas adaptadas para la medición de ansiedad
general, no se indicaron investigaciones que reporten procesos de validación, adaptación cultural o análisis
psicométrico de instrumentos específicos para evaluar el trastorno de ansiedad por enfermedad en población
adulta peruana.
(6)
Esta ausencia ha sido señalada como una limitación para la evaluación de la salud mental
en el país, particularmente en el contexto de la pandemia de COVID-19, lo que refuerza la pertinencia del
presente estudio instrumental.
(2)
Desde una perspectiva práctica, este estudio busca contribuir al diseño de estrategias que faciliten la detección
temprana del TAE en los servicios de atención primaria de salud. El estudio no solo contribuirá a cubrir
un vacío de conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre contribuirá a cubrir un vacío de
conocimiento, sino que también aportará evidencia sobre una problemática subestimada, cuyos resultados
podrán constituir un referente para futuras investigaciones.
(7)
Son escasos los instrumentos validados para el diagnóstico y evaluación de la hipocondría; sin embargo,
existen estudios relevantes como el desarrollado en Arabia Saudita, donde participaron 345 adultos entre 18
y 35 años. El estudio, titulado “Evidencia de validez para la versión árabe del Multidimensional Inventario
de Rasgos Hipocondríacos-MIHT”, identificó cuatro dimensiones: cognición, conducta, percepción y afecto,
El modelo presentó los siguientes índices de ajuste CFI = 0,938, TLI = 0,925, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,048
Asimismo se obtuvo un coeficiente de Cronbach global de 0.890, considerado satisfactorio.
(8)
Por otro lado, un estudio realizado en España con 342 participantes evaluó las propiedades psicométricas
de la versión española del Short Health Anxiety Inventory (SHAI). Inicialmente, se propuso un modelo
instrumental con más de seis dimensiones; sin embargo, tras el análisis factorial, se obtuvo una solución de
dos dimensiones: probabilidad y gravedad de la enfermedad, con una consistencia interna aceptable.
(9)
Asimismo, se identificó un estudio titulado “El desarrollo y validación de la escala de ansiedad por enfermedad
en Puerto Rico”, en el que participaron 300 personas. Este instrumento presentó una estructura unidimensional
y alcanzó un alfa de Cronbach de 0,95, evidenciando su potencial para medir este constructo en adultos
puertorriqueños.
(10)
En México se publicó el artículo “Validación de la Escala Kessler 10 (K10) para la detección de depresión y
ansiedad a nivel de atención primaria”. En la submuestra, 221 participantes (78,9 %) participantes mujeres y
59 (21,1 %) hombres. El instrumento compuesto por 10 ítems mostró una estructura unidimensional y
presentó un coeficiente α de Cronbach de 0.90 lo que indica una adecuada consistencia interna. Cabe resaltar
que este instrumento no evalúa específicamente la ansiedad por enfermedad.
(11)
De la misma manera se realizó un estudio en donde participaron 1004 universitarios colombianos con el
fin de analizar las propiedades psicométricas del Short Health Anxiety Inventory, Se obtuvieron coeficiente
ω de McDonald de 0,796 y 0,703 para sus dos factores, respectivamente, junto con un CFI = 0,808 y
RMSEA = 0,074.
(6)
En esa misma línea, se evaluó el Short Health Anxiety Inventory para la detección del TAE, Si bien presentó
un coeficiente α de Cronbach de 0,96, los resultados pueden variar según la población en la que se aplique el
instrumento.
(12)
En consonancia con lo anterior, 204 voluntarios participaron en el estudio realizado en Estocolmo, en el que
Hedman-Lagerlöf et al. con el propósito de evaluar los comportamientos asociados al TAE, implementaron
el Health Anxiety Behavior Inventory, presentó una estabilidad test-retest entre 0,75 a 0,90 y coeficiente de
α de Cronbach de 0,73 a 0,87, junto con índices de ajuste aceptables (CFI = 0,96; TLI = 0,94; SRMR=0,06;
RMSEA=0,07). Estos resultados respaldan la utilidad del instrumento para evaluar los comportamientos
asociados al TAE.
(13)
Finalmente, en el Reino Unido Colenutt y Daniels realizaron un estudio, cuyo objetivo fue desarrollar una
versión breve del Health Anxiety Inventory para diferenciar en sus pacientes la ansiedad excesiva de las
preocupaciones que son producto de una enfermedad real. Finalmente se obtuvo un modelo compuesto por
12 items y tres factores, así como también un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad de test-retest
aceptable, favoreciendo así su validez y confiabilidad para su aplicación en personas con un diagnóstico
médico previo.
(14)
El objetivo general de la investigación desarrollar y evaluar la validez y confiabilidad de la Escala de Trastor-
no de Ansiedad por Enfermedad (ETAE) en adultos residentes en la región de Puno.
Como objetivos específicos se plantearon: determinar la validez de contenido mediante el juicio de expertos,
comprobar la validez de constructo a través del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y determinar
la confiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna.
MATERIAL Y MÉTODOS
El presente estudio corresponde a un diseño no experimental, transversal, de enfoque cuantitativo y de tipo
instrumental, debido a que busca construir una escala de medición del constructo y explorar sus propiedades
psicométricas.
(15,16)
Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad
y disponibilidad de la población.
La muestra estuvo conformada por 1200 adultos residentes en la región de Puno, considerando las
recomendaciones de Costello y Osborne.
(17)
Se incluyeron participantes entre 18 y 65 años, de ambos
sexos, que aceptaron voluntariamente participar. Se excluyeron las personas con edades inferiores a 18 años
o superiores a 65 años, así como quienes no aceptaron participar en el estudio.
La Escala de Trastorno de Ansiedad por Enfermedad (ETAE), fundamentada en el modelo cognitivo-conductual,
con enfoque biopsicosocial de la ansiedad por la salud, según el cual el trastorno se origina a partir de la
interpretación catastrófica de sensaciones corporales benignas, lo que genera hipervigilancia, conductas de
evitación y búsqueda de seguridad.
(5)
El instrumento tiene como finalidad evaluar los niveles de ansiedad por
enfermedad en población adulta, en el marco de un estudio instrumental orientado a obtener evidencias de
validez y confiabilidad, sin contemplar en esta etapa la elaboración de baremos o puntos de corte normativos.
El instrumento está compuesto por 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: preocupación excesiva por
la salud, interpretación catastrófica de los síntomas, búsqueda de seguridad y evitación. La escala los tipos
Likert con cinco opciones de respuesta: nunca, 1-2 veces al mes, 1-2 veces por semana, 3-4 veces por semana
y casi a diario, de modo que una mayor puntuación indica un mayor nivel del constructo evaluado.
No se realizó un estudio piloto, por lo tanto, el estudio se enfocó en obtener evidencias de validez de contenido
mediante ocho jueces expertos en el área de la psicología clínica, quienes evaluaron los ítems según de los
criterios de relevancia, representatividad y claridad empleando la V de Aiken.
(18)
En el presente estudio se
utilizó un nivel de confianza del 95 % (z = 1,96), y adoptándose un criterio conservador de validez que exige
valores de límite inferior (“low”) superiores a 0,70.
(19)
Para analizar la validez de constructo se realizaron análisis factoriales exploratorio (AFE) y confirmatorio
(AFC) con muestras independientes,
(20)
la muestra total se dividió en dos grupos independientes de 600
participantes cada uno. Los primeros 600 encuestas respondidas se emplearon para el AFC y los 600 restantes
para el AFE. En el AFE se evaluó la normalidad multivariada mediante el coeficiente de Mardia,
(21)
así como
la adecuación de la matriz de correlaciones policóricas, Asimismo, se verificó la existencia de relaciones
existentes entre los ítems para justificar su factorización. En este sentido, se examinó la presencia de
multicolinealidad, considerando como criterio la ausencia de correlaciones superiores a 0,90
(22)
análisis
que fue revisado en las distintas estructuras del instrumento.
El análisis se inició con la configuración de 40 ítems distribuidos en cuatro dimensiones principales. El análisis
reveló que esta configuración inicial no presentó un ajuste satisfactorio del modelo. En primer lugar, el AFC
evidenció covarianzas residuales elevadas, cargas factoriales cruzadas y residuos elevados (véase la Tabla 2),
por lo que se eliminaron 27 ítems, y se obtuvo 13 ítems en una estructura unidimensional. Posteriormente, se
aplicó el AFE para explorar la estructura factorial de los 13 ítems restantes y determinar su correspondencia
con las dimensiones inicialmente planteadas. Sin embargo, el análisis evidenció multicolinealidad asociada
con la matriz de correlaciones policoricas, por lo que estos fueron eliminados y se obtuvo un conjunto final
de 10 ítems. Inicialmente, los ítems se agruparon en dos dimensiones; sin embargo, uno de los grupos incluía
solo tres ítems, lo que está por debajo del número mínimo de cuatro ítems por factor.
(22)
Asimismo, el AFC
aplicado a la muestra independiente evidenció solapamiento entre los factores, lo que evidenció a integrarlos
en una estructura más parsimoniosa.
Los análisis del AFE se realizaron mediante el programa JASP,
(23)
considerando como criterios de calidad un
índice KMO superior a 0,80, una varianza explicada superior al 50 %, ausencia de cargas factoriales cruzadas
y un mínimo de cuatro ítems por factor. Para el AFC se utilizó el estimador WLSMV, apropiado para variables
ordinales, con matriz policórica y rotación oblicua, mediante el programa RStudio.
(24)
Se consideraron
indicadores de buen ajuste valores de CFI, TLI, GFI y NFI superiores a 0,90 o 0,95. Asimismo se consideraron
valores favorables de SRMR y RMSEA inferiores a 0,08.
Se utilizaron el alfa de Cronbach y omega de McDonald para evaluar la confiabilidad por consistencia interna,
(25)
Se consideraron favorables valores superiores a 0,70, para ambos coeficientes.
El estudio se desarrolló conforme a los principios éticos, contando con el consentimiento informado de todos
los participantes y el carácter voluntario. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Facultad de
Ciencias de la Salud de la Universidad Peruana Unión, mediante la Resolución Nº 0255-J-2025/UPeUFCS-CF.
Asimismo, se observaron las disposiciones del Código de Ética del Psicólogo Peruano, específicamente el
artículo 20, referido a la confidencialidad de la información, y el artículo 26, relacionado con la prohibición
de publicar resultados falsificados o plagiados.
(26)
RESULTADOS
Los resultados sociodemográficos indican que la muestra estuvo conformada mayoritariamente por varones
(69 %). En cuanto al estado civil, predominó la categoría de soltero (66 %). Respecto a la ocupación, la
mayor proporción de participantes se dedicada exclusivamente a los estudios (42 %). Finalmente, en relación
con la edad, predominó el grupo de participantes entre 18 y 24 años (53 %).
La Figura 1 presenta la distribución de respuestas en la escala Likert para los ítems que presentaron un mejor
ajuste al modelo psicométrico, cuyos resultados se analizarán posteriormente mediante el análisis factorial
exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC). En cuanto a la distribución de respuestas, se
observó una tendencia de sujetos a responder en las categorías casi nunca y nunca, siendo de esta manera, el
ítem 24 (Llevó un registro detallado de mis síntomas físicos) presentó el mayor porcentaje de respuestas en
las categorías “siempre y casi siempre” con 17 %, seguido del ítem 36 (Me alejo de personas enfermas para
no "contagiarme”), con 14 % de respuestas próximas en estas categorías a casi siempre y siempre. El ítem 15
presentó el mayor porcentaje de respuestas en la categoría en respuestas “a veces” (Pienso que necesito una
operación o un tratamiento especializado), mientras que los ítems; 8. Comparo mis síntomas con los de
personas gravemente enfermas; 15. Pienso que necesito una operación o un tratamiento especializado; 20.
Un síntoma nuevo me lleva a buscar la peor explicación posible; 21. Busco en internet mis síntomas varias
veces al día, 22. Me duele algo cuando no me examino de forma periódica, 23. Solicito pruebas médicas
repetidas para confirmar que no estoy enfermo/a, 24. Llevo un registro detallado de mis síntomas físicos; 25.
Consulto a múltiples médicos para obtener segundas opiniones, 28. Reviso constantemente mi pulso o
presión arterial; 29. Pregunto a amigos si han tenido síntomas similares a los míos, 30. Guardo resultados
de exámenes médicos "por si acaso"; 35. No leo etiquetas de medicamentos por sus efectos secundarios; 36.
Me alejo de personas enfermas para no "contagiarme".
Figura 1. Análisis descriptivo de los ítems seleccionados en el modelo final
Para obtener evidencias de validez basadas en el contenido, la escala fue revisada por ocho jueces expertos
con trayectoria en psicología clínica y de la salud. La valoración de los jueces fue analizada mediante el
coeficiente V de Aiken, con un intervalo de confianza del 95 %. Los principales hallazgos indican que la
mayoría de los ítems presentó evidencias favorables de validez de contenido en los criterios de relevancia,
claridad y representatividad. No obstante, los ítems 28 y 2 presentaron límites inferiores del intervalo de
confianza por debajo de 0,70 en los criterios de relevancia y claridad respectivamente.
Tabla 1. Ítems observados durante la obtención de evidencias de validez de contenido
Nota. V: coeficiente V de Aiken; IC del 95 %: intervalo de confianza del 95 %. Participaron ocho jueces expertos.
Análisis factorial exploratorio
Se analizaron dos estructuras mediante AFE: la primera estuvo compuesta por los 40 ítems iniciales, mientras
que la segunda se conformó a partir de los ítems con mejores indicadores de ajuste observados en el AFC
(tabla 2). En cuanto a la primera estructura, se observó un KMO = 0,879 con esfericidad de Bartlett = 0,001
que denota esperable factorización de la prueba por AFE, en cuanto a la normalidad multivariada se encontró
una asimetría y curtosis con significancias inferiores a 0,05, lo que indica incumplimiento de normalidad
multivariada. En cuanto a la factorización, el AFE sugirió una estructura de seis factores que explicaron el
48,5 % de varianza, siendo el factor uno con un autovalor de 19,6 que el resto de los factores; pese a ello, el
modelo no termina siendo admisible debido a que varios ítems mostraron dobles o hasta triples cargas
factoriales, Además se observó que la estructura empírica obtenida no correspondió con la estructura teórica
previamente planteada. Por ello, se evaluó una segunda estructura correspondiente al modelo 4 sugerido
mediante AFC, cuyo índice KMO fue de 0,865 con esfericidad de Bartlett de 0.001 con ausencia de normalidad
multivariada estos resultados indican que la matriz de correlaciones es adecuada para la factorización, no
obstante, en este modelo se identificó multicolinealidad entre ítems 22,23 y 30 por lo que se consideró su
exclusión quedando una estructura basada en 10 ítems. Este segundo modelo presentó una estructura de dos
dimensiones que explicó el 69,3 % de varianza total. Aunque esta estructura fue admisible, aún mostró
solapamiento en una muestra independiente. Esta estructura fue posteriormente evaluada mediante AFC en
una muestra independiente cuyos resultados respaldaron la estructura unidimensional. Los índices de ajuste
correspondiente se presentan en el modelo 6 de la tabla 3.
Tabla 2. Análisis factorial exploratorio
Análisis factorial confirmatorio
A lo largo del proceso para identificar la estructura con mejor ajuste, se evaluaron seis modelos estructurales
del instrumento, el primero (modelo 1) presentó una estructura de cuatro dimensiones con 40 ítems, dicha
estructura mostró índices de ajuste poco satisfactorios TLI = 0,981, CFI = 0,982 SRMR = 0,132 y RMSEA
= 0,152 además de un evidente solapamiento entre las dimensiones con la presencia de multicolinealidad
para mejorar el ajuste del modelo se excluyeron los ítems 1,2,5,12,37,38 y 40 debido a sus elevados residuos,
lo que dio lugar al modelo 2, constituidos por cuatro dimensiones y 33 ítems, si bien es cierto los índices de
ajuste mejoraron , estos no se encontraron dentro de los umbrales recomendados (SRMR = 0,115 y
RMSEA = 0,143) además de aún presentar multicolinealidad en por lo menos tres de cuatro dimensiones.
Estos resultados condujeron a la integración de las dimensiones de preocupación, catastrofismo y evitación,
y al examen de los índices de modificación para identificar residuos con alta covarianza Este procedimiento
dio lugar al modelo 3, compuesto por dos dimensiones (preocupación y seguridad) con 33 ítems, diez de
cuyos ítems presentaron una alta covarianza entre sus residuos (4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 25, 26, 27) además de
otros ítems (29, 23, 14, 17, 31) que presentaron cargas factoriales cruzadas, y una covarianza de 0.92 entre
las dimensiones; lo que evidenció un solapamiento considerable. Este modelo presentó ajustes insatisfactorios,
con un SRMR = 0,111 y RMSEA = 0,137. El solapamiento observado condujo a considerar una estructura
unidimensional; por ello se evaluó el modelo 4, que excluía a los ítems 4, 6, 9, 11, 13, 14, 17, 26 y 27 por sus
altos residuos, así como los ítems 1, 2, 3, 5, 7, 10, 12, 16, 18, 19, 31, 32, 33, 34, 37, 38, 39 y 40 debido a sus
excesivas covarianzas residuales; resultando en modelo unidimensional de 13 ítems, con los siguientes índices
de ajuste, CFI = 0,998, TLI = 0,998, GFI = 0,998, NFI = 0,998, SRMR = 0,060 y RMSEA = 0,082. Esta
estructura fue corroborada por AFE, No obstante, al evaluar la presencia de multicolinealidad en la muestra
independiente utilizada para el AFE, se observó una elevada covarianza entre los ítems 22,23 y 30, lo que
justificó su exclusión y dio lugar a una estructura de 10 ítems, cuyos índices de ajuste fueron superiores a los
observados en los modelos anteriores, aunque las dos dimensiones mostraban un elevado grado de solapa-
miento, por cuanto se decidió comprobar estos 10 ítems en una estructura unidimensional que presentó un
ajuste más parsimonioso que los modelos anteriores, Por lo tanto, el modelo 6, correspondiente a una estruc-
tura unidimensional de 10 ítems, fue seleccionado como el modelo final.
Tabla 3. Índices de ajuste de los modelos
Figura 2. Semplot de los modelos estructurales analizados
Confiabilidad por consistencia interna
El modelo 6 con estructura unidimensional y 10 ítems presentó un alfa de Cronbach de 0.931 con intervalos
de confianza del 95 % entre 0,924 a 0,937 así como un omega de McDonald de 0,949 con intervalos de
confianza de 0,943 a 0,955.
DISCUSIÓN
En relación con el primer objetivo específico, orientado a determinar la validez de contenido de los ítems de
la ETAE mediante el juicio de ocho expertos, los resultados mostraron niveles favorables de acuerdo entre
los evaluadores. La mayoría de los ítems presentó valores del coeficiente V de Aiken superiores al punto de
corte establecido (V ≥ 0,70), evidenciando un grado adecuado de concordancia respecto a la pertinencia y
representatividad de los elementos que conforman la escala, lo que indica relevancia, representatividad y
claridad. Sin embargo, varios elementos mostraron un rendimiento inferior al esperado en relación con estos
indicadores de validez; concretamente, los ítems 2 y 28 presentaron valores inferiores al umbral aceptable de
claridad y representatividad, y el ítem 26 se situó ligeramente por debajo del criterio de representatividad.
Por lo tanto, se puede concluir que, si bien la mayoría de los ítems estaban formulados de manera razonable
REE 20(3) Riobamba sep. - dic. 2026
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ISSN-digital 2661-6742
y demostraban validez de contenido, existen varias afirmaciones que se beneficiarían de un mayor
refinamiento a nivel semántico o conceptual. Por su parte en el trabajo de Colenutt y Daniels también se
recurrió a 8 jueces expertos parala adopción del Health Anxiety Inventory en el ámbito médico, demostrando
que la evaluación previa de los reactivos permitió una mejor aplicación a la población objetivo.
(14)
En cuanto a la validez de constructo, los resultados de la investigación mostraron que la estructura
tetradimensional no estaba totalmente respaldada por el conjunto de datos. A pesar de la plausibilidad a
priori de esta propuesta inicial, los modelos iniciales de AFC revelaron varios problemas, como cargas cruzadas,
residuos considerables, covarianzas no triviales y una considerable similitud entre factores. Por lo tanto, fue
necesario explorar modelos alternativos para identificar la solución más plausible. En este proceso, se
consideraron criterios metodológicos vinculados a la factoribilidad de la matriz, la claridad de las cargas
factoriales y la estabilidad de la solución resultante.
(17, 20, 22)
La comparación de los modelos 5 y 6 fue un punto crucial en este estudio. El modelo 5 con 10 ítems mostró
índices de ajuste ligeramente superiores; sin embargo, la relación elevada entre sus 2 dimensiones indicó que
ambos factores no representaban constructos suficientemente diferenciados. En consecuencia, si bien el
modelo 5 mostraba índices de ajuste aceptable, su interpretación teórica era menos consistente. Por otro lado,
la estructura unidimensional del modelo 6 ofreció una solución más simple, estable y coherente con el
comportamiento observado de los ítems. Esta decisión permitió mantener una versión breve del instrumento
sin comprometer sus propiedades psicométricas.
La depuración de ítems fue una decisión metodológica necesaria, aunque también representa un aspecto que
debe interpretarse con mucho cuidado. La eliminación de reactivos permitió mejorar la estructura interna de
la escala y reducir problemas de multicolinealidad y residuos elevados. Estas decisiones son coherentes con
lo señalado por Muñiz y Fonseca, quienes indican en su trabajo que la depuración de ítems forma parte del
proceso de construcción de instrumentos cuando algunos reactivos no cumplen criterios adecuados de
calidad psicométrica.
(27)
Esta práctica concuerda con lo reportado por Rahim, citado por Munduate y Alcaide.
(28)
Además, Pérez y Medrano indican que cada factor debería contar con un número suficiente de ítems para
sostener una estructura estable, criterio que también influyó en la decisión de no conservar una solución
bidimensional con una dimensión débilmente representada.
(22)
Si bien no se mantuvieron las cuatro dimensiones propuestas inicialmente, este resultado no debe entenderse
como una contradicción del sustento teórico. Más bien, evidencia que, en esta muestra, los componentes de
la ansiedad por enfermedad se comportaron de manera altamente relacionada. Messick señala que la validez
debe entenderse como una integración de diferentes fuentes de evidencia, y que estas no necesariamente
deben converger entre sí. Por tanto, la falta de relación entre la estructura teórica esperada y los resultados
empíricos no invalida automáticamente el instrumento, sino que exige una interpretación minuciosa de los
hallazgos.
(29)
En este caso, la solución unidimensional parece reflejar que los indicadores del trastorno se
agrupan alrededor de un mismo núcleo de preocupación por la enfermedad.
Al comparar estos resultados con estudios previos, la ETAE muestra una fortaleza importante: el uso conjunto
de análisis factorial exploratorio y confirmatorio con indicadores de ajuste para variables ordinales. El modelo
final de 10 ítems presentó valores adecuados de ajuste (CFI = 0,997, TLI = 0,997, GFI = 0,997, NFI = 0,997,
SRMR = 0,062 y RMSEA = 0,080), lo que respalda la estabilidad de la estructura obtenida. A su vez, la adaptación
española del SHAI
(9)
denotó una estructura reducida y niveles de confiabilidad aceptables, pero con una menor
amplitud en los indicadores factoriales mostrados. Mientras que la escala desarrollada en Puerto Rico se
sostiene principalmente del AFE y un alfa de 0,95, sin llegar a incorporar AFC.
(10)
De la misma manera, se
obtuvo un alfa de Cronbach de 0,96 en el trabajo realizado en Suecia.
(12)
En ese sentido, el presente estudio
aporta información adicional al reportar de forma más completa los indicadores de ajuste del modelo final.
Contrario a nuestro estudio, la adaptación española del SHAI
(9)
si optó por un constructo de 2 dimensiones,
siguiendo con el estudio realizado en Colombia, donde también cuenta con 2 factores con coeficientes omega
de 0,796 y 0,703, además de un CFI de 0,808 y un RMSEA de 0,074.
(6)
En la misma línea, la versión árabe
del MIHT obtuvo 4 dimensiones con índices de ajuste de CFI = 0,938, TLI = 0,925, SRMR = 0,048,
RMSEA = 0,073 así como un alfa de Cronbach global de 0,890.
(8)
Por su parte, también se obtuvo 4 dimensiones
para el Health Anxiety Behavior Inventory, implicando índices de ajuste aceptables y un alfa de Cronbach
entre 0,73 y 0,87,
(13)
Por su parte la adaptación al contexto médico del Health Anxiety Inventory se presentó
con 12 ítems dividido en 3 dimensiones, un alfa de Cronbach de 0,875 y una estabilidad test-retest de 0,812.
(14)
En relación con la confiabilidad, la ETAE obtuvo valores elevados tanto en alfa de Cronbach como en omega
de McDonald. El modelo final presentó un alfa de 0,931, con IC 95 % entre 0,924 y 0,937, y un omega de
0,949, con IC 95 % entre 0,943 y 0,955. Estos resultados indican una alta consistencia interna entre los ítems,
lo cual sugiere que la escala mide de manera homogénea el constructo propuesto. No obstante, estos valores
también deben interpretarse con cautela, ya que coeficientes superiores a 0,90 pueden indicar cierta redundancia
entre reactivos. Aun así, estos resultados son bastante cercanos a los de instrumentos como la adaptación
española del SHAI, con valores entre 0,80 y 0,87 por dimensiones y 0,90 aproximadamente a nivel total,
(9)
Por
otro la el MIHT obtuvo un alfa de 0,89,
(8)
y la escala puertorriqueña evidenció un alfa de 0,95.
(10)
La incorporación del coeficiente omega permitió complementar la interpretación del alfa de Cronbach,
especialmente porque este último puede verse afectado por supuestos restrictivos sobre la equivalencia de
los ítems. En esta línea, Ventura y León señalan que el omega constituye una alternativa útil para valorar la
consistencia interna cuando las cargas factoriales no son homogéneas.
(18)
De forma similar, Reidl-Martínez
(25)
sostiene que la confiabilidad debe analizarse a partir de varios indicadores y no únicamente desde un
coeficiente aislado. Por ello, el uso conjunto de alfa y omega permitió obtener una lectura más completa
de la precisión del instrumento.
Entre las principales limitaciones del estudio, cabe mencionar que el muestreo inicial fue no probabilístico por
conveniencia, lo que limita la generalización de las conclusiones a toda la población adulta de la región de
Puno. Del mismo modo, no se llegó a realizar una prueba piloto, se optó por la valoración inicial sea realizada
por de jueces expertos. Otra limitación es que la mayoría de los participantes tenían entre 18 y 24 años, lo
que hace necesario realizar más estudios con otros grupos de edad. Desde la perspectiva psicométrica, cabe
destacar que algunos ítems del cuestionario final mostraron una alta colinealidad con otros (valores superiores
al 80 %). Por lo tanto, estos ítems podrían medir constructos subyacentes similares.
Otra limitación importante es el número de ítems se redujo durante el proceso de selección de datos. Si bien
la versión abreviada del cuestionario presenta mejores índices de ajuste del modelo, se sugiere considerar la
introducción de otros ítems en futuras investigaciones para garantizar una cobertura integral del constructo
subyacente. Asimismo, se recomienda evaluar la invarianza factorial entre diferentes grupos según la edad,
el sexo y otras variables demográficas, y realizar estudios similares con otras poblaciones para verificar la
aplicabilidad y eficacia del ETAE en distintos contextos.
CONCLUSIONES
En conjunto, los resultados obtenidos evidencian que la ETAE presenta adecuadas propiedades psicométricas.
La evaluación por jueces expertos confirmó la validez de contenido de los ítems, mientras que el análisis
factorial permitió establecer una estructura más parsimoniosa, coherente y con adecuado ajuste al modelo
teórico del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Asimismo, los elevados coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald evidenciaron una alta
consistencia interna de la escala. Aunque estos valores pueden estar relacionados con cierta redundancia
entre los ítems, los hallazgos en su conjunto proporcionan evidencia suficiente de validez y fiabilidad,
sustentando el uso de la ETAE para la evaluación del trastorno de ansiedad por enfermedad.
Financiamiento: estudio no recibió financiación de instituciones externas; todos los costos fueron asumidos
íntegramente por los autores
Conflictos de intereses: los autores declaran no presentar ningún conflicto de intereses
Declaración de contribución:
Guido Gabriel Apaza Ticona, Lizbeth Chura Torres y Rita Cordova Soncco realizaron el diseño de la escala,
la recopilación de información, el análisis de datos, la construcción de la tabla, la interpretación de resulta-
dos, así como la discusión y formulación de conclusiones.
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