Objetivo. Analizar la validez y fiabilidad del cuestionario de función familiar Apgar-familiar.
Diseño. Estudio transversal y descriptivo.
Emplazamiento. Centro de salud urbano.
Pacientes. Se entrevistaron en sus domicilios a 656 pacientes del Centro de Salud Zaidín-Sur de Granada. A 60 de ellos se les repitió el cuestionario (30 autocumplimentados y 30 con entrevistador) una media de 6 días después.
Mediciones y resultados principales. Los coeficientes de correlación intraclase de los 5 ítems del Apgar-familiar fueron superiores a 0,55, tanto si eran autocumplimentados como con entrevistador; los de la escala fueron 0,86 y 0,81, respectivamente. La correlación ítem-escala varió de 0,61 a 0,71. El alfa de Crombach fue 0,84 y ningún ítem incrementaba el alfa cuando era extraído de la escala. El análisis factorial separó un solo factor. El 16% de la muestra obtuvo un Apgar-familiar disfuncional y la puntuación media fue de 8,4. Después del ajuste (regresión logística múltiple), se asociaron significativamente a la disfunción familiar el déficit de apoyo social; el estar viudo o separado-divorciado; una mayor percepción de susceptibilidad-gravedad ante la enfermedad; ser hiperutilizador de las consultas y ser mujer.
Conclusiones. El cuestionario de función familiar Apgar-familiar es válido y fiable.
Design. A crossover and descriptive study.
Setting. Urban health centre.
Patients. 656 patients of the Zaidín-Sur health centre in Granada were interviewed at home. The questionnaire was repeated an average of 6 days later to 60 of the patients (30 with an interviewer and 30 filling in their own).
Measurements and main results. The within-class correlation coefficients for the 5 items in the Apgar-family were over 0.55, both for self-filled and interviewer questionnaires; the scale coefficients were 0.86 and 0.81, respectively. Item-scale correlation varied between 0.61 and 0.71. Crombach's alpha was 0.84 and none of the items, when taken out of the scale, increased the alpha. The factorial analysis isolated only one factor. 16% of the sample had dysfunctional Apgar-family: the average score was 8.4. After adjustment (multiple logistic regression), the following were significantly linked to family dysfunction: lack of social support; being widowed or separated/divorced; greater perception of susceptibility to, or seriousness of, illness; being an over-user of the health service; and being a woman.
Conclusions. The Apgar-family questionnaire on family function is valid and reliable.
Introducción
La familia es una unidad biopsicosocial que tiene un comportamiento como tal frente a la salud y a la atención sanitaria, de manera que, mediante la transmisión de creencias y valores de padres a hijos, todo el proceso que acontece desde que se reconoce una enfermedad hasta que se cura o desaparece está influido por las decisiones que se adoptan en el seno del grupo familiar1.
El impacto de la función familiar sobre la salud se ha comprobado sobre muchas variables resultado: la mortalidad de los viudos, el control de la presión arterial o la diabetes, los resultados obstétricos o la adherencia a los tratamientos2.
Se define a la familia sana como aquella que desempeña adecuadamente sus funciones, y es por tanto normofuncional. Una familia disfuncional es aquella que no cumple sus funciones, de acuerdo con la etapa del ciclo vital en que se encuentre y en relación con las demandas que percibe de su entorno3. Este equilibrio funcional de la familia puede alterarse en determinadas circunstancias, y ese hecho puede producir manifestaciones patológicas en algún miembro de la familia, ante lo cual se ha recomendado recoger información que sirva de apoyo para el conocimiento y comprensión de las crisis familiares4. De igual forma, debería evaluarse la presencia de una enfermedad crónica, la existencia de conflictos familiares y otras situaciones que modifican la dinámica familiar, ya que la cooperación y la participación de todos los miembros de la familia es necesaria para alcanzar de nuevo el equilibrio de la salud familiar5. En todas estas situaciones, el Apgar-familiar es un instrumento útil para conocer si la familia puede considerarse un recurso para los individuos del grupo, o si por el contrario influirá empeorando su situación.
El Apgar-familiar es una técnica rápida y sencilla para explorar la función familiar, que fue desarrollada por Smilkstein en 19786. Este instrumento se ha venido incorporando a la practica clínica del médico de familia como una herramienta para el abordaje de los problemas familiares, tanto de forma experimental como en la asistencia clínica diaria7. Hasta el momento, aunque se han empleado algunas versiones en castellano8,9, no conocemos ninguna validación del cuestionario en nuestro país, si bien en otros medios, éste se ha demostrado válido y fiable10-12.
El propósito de este estudio fue analizar la fiabilidad y la validez del cuestionario Apgar-familiar en un medio urbano de nuestro país.
Pacientes y métodos
Se realizó un estudio descriptivo y transversal. La población de referencia fueron los usuarios adscritos a cinco médicos generales del Centro de Salud Zaidín-Sur (Granada). La población elegible quedó constituida por todos aquellos sujetos con 14 o más años que tenían historia clínica abierta entre el 1 de agosto de 1985 y el 1 de marzo de 1991. De la población elegible se escogió una muestra aleatoria de 2.662 usuarios que fueron seguidos durante un año, al final del cual quedaron 2.018 sujetos válidos. Los detalles sobre el seguimiento, las características de esta población y el análisis de las pérdidas se ha descrito en otra parte13. De los 2.018 sujetos válidos tras el seguimiento se eligieron a todos los hiperutilizadores (285), de los que no ha sido posible entrevistar a 49: cinco cambiaron de domicilio, a 30 no se les pudo localizar después de 3 visitas, diez rehusaron hacer la entrevista (fundamentalmente por falta de tiempo), tres estaban impedidos (demencia, oligofrenia y sordera) y uno había fallecido. De los 2.018 sujetos válidos también se eligió una muestra aleatoria de normoutilizadores (511), de los que no pudo entrevistarse a 91: 12 cambiaron de domicilio, a 49 no se les pudo localizar después de 3 visitas, 24 rehusaron hacer la entrevista (la mayoría por falta de tiempo), cuatro estaban impedidos y dos habían fallecido. No se encontraron diferencias en edad y sexo entre los pacientes no entrevistados y los entrevistados. La muestra final fue de 656 pacientes entrevistados (236 hiperutilizadores y 420 normoutilizadores). Esta muestra, para el caso de comparar una proporción en la que se sustituya p1 q1 + p2 q2 por su máximo valor, aseguró una potencia del 86,35% para detectar una diferencia del 10% con un error alfa del 5%. Se consideró hiperutilizador al paciente que realizó un número de visitas, durante el año de seguimiento, superior a la media más una desviación estándar para su estrato de edad y sexo.
Las variables independientes del estudio fueron: edad, sexo, estado civil, nivel cultural y situación laboral según las clasificaciones del Instituto Nacional de Estadística; nivel socioeconómico según la adaptación de la Clasificación Nacional de Ocupaciones a Clase Social realizada por Domingo Salvany14; número de convivientes; salud subjetiva y número de problemas crónicos recogidos con los ítems de la Encuesta Nacional de Salud modificados15; apoyo social medido con el cuestionario Duke-UNC-1116,17; salud mental medida con el cuestionario GHQ-2818,19; utilización de servicios de salud (hiperutilizador/normoutilizador); cultura sanitaria medida con un cuestionario diseñado por nosotros y validado previamente20, basado en el modelo de creencias de salud de Becker21 y en el locus de control de la salud22; y como variable dependiente la función familiar medida con el Apgar-familiar cuyas preguntas se exponen en el anexo.
La versión en castellano del Apgar-familiar que hemos empleado derivó de la traducción y retrotraducción de la escala original en inglés6-12. También se consideró la versión en castellano desarrollada en Chile5, así como los resultados de la comprensión del cuestionario en la prueba piloto.
Todas las variables, excepto la utilización que se obtuvo de las historias clínicas13, se recogieron mediante un cuestionario que fue entregado con entrevista dirigida en el domicilio del encuestado, por entrevistadores previamente adiestrados. Las condiciones de la entrevista se estandarizaron en todos los aspectos para su realización y se llevaron a cabo entre el 1 de enero de 1993 y el 31 de junio del mismo año. El cuestionario se probó de forma piloto en 20 pacientes al azar que acudieron a las consultas del Centro de Salud Zaidín-Sur durante la primera semana de octubre de 1992.
Para calcular la fiabilidad del cuestionario, se hizo el test-retest en 60 pacientes elegidos al azar, en 30 de ellos la prueba se hizo con el cuestionario autoadministrado y en otros 30 mediante entrevista dirigida por un solo entrevistador. En el primer caso, el tiempo de latencia medio entre el test y el retest fue 6,24 días (DE=3,47); en el segundo caso fue 6,42 días (DE=3,50); en ambos casos el intervalo varió entre 3 y 21 días. Se calcularon los correspondientes coeficientes de correlación intraclase a partir de la tabla del análisis de la variancia para valores repetidos, para lo cual se emplearon las fórmulas sugeridas por Streiner23. Este coeficiente se computó para cada ítem y para el conjunto de la escala en ambos casos.
Se exploraron las dimensiones subyacentes mediante el análisis factorial con extracción de factores por el método de componentes principales. Para determinar el número de factores que debían extraerse se utilizó el número de ítems con autovalores mayor de 1. La medida de adecuación de la muestra se realizó mediante el índice de Kaiser-Meyer-Olkin y la matriz de identidad se contrastó con el test de esfericidad de Bartlett.
Se estudió la relación entre la puntuación de cada ítem con la de la escala mediante el coeficiente de correlación de Pearson. Para obtener este coeficiente a la puntuación de la escala se le extrae la del ítem que es motivo de estudio, ya que de lo contrario se aumentaría artificialmente el valor del mencionado coeficiente, de este modo se obtiene el denominado coeficiente de correlación ítem-escala corregido. La homogeneidad o consistencia interna de la escala se midió con el alfa de Cronbach. Este coeficiente se volvió a calcular extrayendo de la escala cada ítem de estudio, de tal forma que un aumento del alfa sugiere que dicho ítem disminuye la consistencia interna de la escala, y una disminución, lo contrario.
Se estableció la validez de constructo mediante el método de los grupos extremos. Este método consiste en aplicar la escala que se valida a 2 grupos que, con una hipótesis previa, poseen o no el rasgo que se está estudiando. Los que poseen el rasgo en este caso los que según la hipótesis tendrían buena función familiar (por ejemplo, los casados) deberían tener una proporción de Apgar funcionales significativamente superior a los que no lo poseen (siguiendo con el ejemplo, los divorciados). Esta relación entre la característica hipotéticamente relacionada con la función familiar y el valor del Apgar-familiar se estudió mediante la odds ratio (OR), su intervalo de confianza al 95% y el nivel de significación de la ji al cuadrado. Para dos subescalas de la escala de cultura sanitaria, que medían la percepción de susceptibilidad-gravedad ante la enfermedad y el locus de control interno de la salud, la hipótesis de su relación con la función familiar se probó comparando las puntuaciones medias de ambas subescalas en los pacientes con función familiar normal y disfuncional (t de Student).
Por último, considerando el valor del Apgar como variable dependiente dicotómica (Apgar >6 funcional y Apgar ¾6 disfuncional), se realizó una regresión logística múltiple por el método paso a paso ascendente para analizar la relación de cada variable con la función familiar controlando el efecto de las restantes. El criterio para incluir una variable en la ecuación fue una p¾0,25 y para excluirla una p>0,2524. También se incluyeron o no excluyeron aquellas variables con una p>0,25 pero que modificaran los valores de los coeficientes por encima del 10%. Se comprobó la adecuación de ajuste de la ecuación mediante el test de Hosmer-Lemeshow, los residuales de Pearson y las distancias de Cook, tal y como sugiere Hosmer25.
El análisis se llevó a cabo con los paquetes estadísticos SPSS/PC+ 4.1 y BMDP/PC90 (módulo LR).
Resultados
En la muestra estudiada la edad media fue de 50 años (DED=18), el 72% eran mujeres, el 69% eran analfabetos, y el 80% se clasificaron como sin estudios o con estudios primarios y con clase social IV y V (obreros cualificados o sin cualificar). El 40% de la muestra se dedicaban a sus labores y el 28% eran pensionistas (tabla 1).
La puntuación media de la escala fue de 8,44 (IC95%: 8,26-8,62; DE=2,38) y la proporción de familias disfuncionales del 16% (tabla 2; fig. 1). Los coeficientes de fiabilidad del test-retest se muestran en la tabla 2.
El análisis factorial reveló la existencia de un único factor en la escala integrado por los 5 ítems, que explicó el 61,9% de la variancia. El índice de Kaiser-Mayer-Olkin fue de 0,82 y el test de Bartlett de 1.315,2 (p<0,000050). En los normoutilizadores e hiperutilizadores también se extrajo un único factor.
El alfa de Cronbach de la escala fue de 0,84 y no se incrementó al extraer ninguno de los 5 ítems, éstos y los coeficientes de correlación ítem-escala corregidos se observan en la tabla 3.
Para analizar la validez mediante el método de los grupos extremos se contrastaron varias hipótesis con las variables cuyas OR se muestran en la tabla 4. Los sujetos con una probabilidad incrementada de percibir disfunción familiar fueron las mujeres, los que tenían 40 o más años, los viudos, separados y divorciados, los de nivel cultural bajo (analfabetos o sin estudios), los hiperutilizadores, los que percibían la salud como regular o fatal, los que presentaban un mayor número de enfermedades crónicas, los que sólo eran uno o 2 convivientes (incluyendo al entrevistado), los que tenían apoyo social bajo (Duke ¾32, percentil 15), o los que presentaban un trastorno de salud mental (GHQ-28 >=7).
Para la subescala de susceptibilidad ante la enfermedad, las medias en pacientes con función familiar normal y disfuncional fueron de 15,01 (IC95%: 14,67-15,36) y 16,51 (IC95%: 15,78-17,26), respectivamente (p<0,001), y para la de locus de control interno de la salud 12,79 (IC95%: 12,64-12,93) y 12,15 (IC95%: 11,70-12,60 ), con una p<0,01.
El modelo que se obtuvo con la regresión logística múltiple se describe en la tabla 5; según éste, una vez controlada la confusión, las variables que se asociaron significativamente a la disfunción familiar fueron ser mujer, ser viudo, separado o divorciado, ser hiperutilizador, tener apoyo social bajo, tener una percepción de susceptibilidad-gravedad ante la enfermedad alta, y percibir un locus de control interno de la salud bajo.
Discusión
Las características de la muestra son, en general, las de la población que consulta en los centros de salud ubicados en los barrios periféricos urbanos y difiere de aquellos con una población francamente marginal; por ejemplo, en el barrio de Cartuja (Granada) la proporción de analfabetos se eleva al 33% (De la Revilla, Memoria del Centro de Salud de Cartuja), mientras que en nuestra muestra es del 13%, por lo que las inferencias que puedan derivar de nuestro estudio serían aplicables al tipo de población que se perfila en la tabla 1.
La puntuación media obtenida en la escala es muy similar a la que se ha encontrado en otros estudios8,12, y la proporción de sujetos que perciben disfunción familiar, el 16% está dentro del intervalo de valores referidos en otros estudios realizados dentro y fuera de nuestro país8,9,12,26, aunque en barrios muy marginales este valor puede llegar al 35%27, expresando probablemente que la buena o mala función familiar está influida por los factores del entorno social.
La realización del test-retest para medir la fiabilidad de cada ítem por separado y de la escala en su conjunto, evidencia que, en general, ésta es aceptable para todos los ítems, siendo los coeficientes para la escala, en las dos formas de administración (con entrevistador y autoadministrado), superiores al 0,75 recomendado por Streiner23, con lo cual puede considerarse que el instrumento es fiable. Lógicamente, el coeficiente es superior cuando no existe la variabilidad del entrevistador, cosa que ocurre cuando el cuestionario es autoadministrado.
El análisis factorial pone de manifiesto que el Apgar-familiar es una escala unidimensional, en la que se identifica un solo factor, lo que concuerda con el marco teórico que originó su diseño6, expresando esto que los 5 ítems miden aspectos del mismo concepto, que es la función familiar.
La homogeneidad o consistencia interna de la escala puede considerarse buena, siendo el alfa de Cronbach de 0,84, observándose que todos los ítems contribuyen a mejorar este coeficiente. Esta consistencia interna se puede comprobar también por los coeficientes de correlación ítem-escala corregidos cuyos valores son aceptables. Estos valores significan que, en la práctica, todos los ítems de la escala han medido aspectos relacionados entre sí.
Smilkstein utilizó el acrónimo Apgar para recordar los cinco componentes de la función familiar: adaptabilidad (adaptability), cooperación (partnertship), desarrollo (growth), afectividad (affection) y capacidad resolutiva (resolve). Del mismo modo, aprovechó la similitud con el índice Apgar empleado en pediatría, no sólo en sus iniciales, sino también en el significado de las puntuaciones. No obstante, se ha desarrollado un Apgar-familiar con respuestas tipo likert de 5 opciones. Esta versión posee un mayor poder discriminativo y un ligero aumento de los coeficientes de validez y fiabilidad12-28, por lo que de cara a la investigación podría estar recomendado.
El Apgar-familiar es una herramienta útil para conocer la situación familiar y su posible papel en el origen de los conflictos y en su solución, y dada su simplicidad es posiblemente el cuestionario de elección con este fin en la práctica clínica. Existen otros cuestionarios que analizan la función familiar probablemente con una mayor validez que el Apgar-familiar; pero en general suelen contener un número tan elevado de ítems que los hace de difícil aplicación en nuestras consultas. La escala de ambiente familiar (CES) tiene 90 ítems, la escala de McMaster 53 ítems29, una de las últimas versiones del FACES III dispone de más de 20 ítems30, mientras que más asequible sería la escala de Pless-Satterwhite con 15 ítems31. Por otra parte, el Apgar-familiar no pretende sustituir la información que se obtendría de una entrevista familiar más o menos extensa32. Esto es fácil de entender si lo comparamos con el empleo de las escalas de salud mental diseñadas especialmente para la atención primaria (últimas versiones del GHQ), éstas tampoco pretenden sustituir una buena entrevista de salud mental. El objetivo fundamental de este tipo de herramientas es disponer, en muy poco tiempo, de una información válida y fiable que nos oriente sobre un determinado problema psicosocial, en nuestro caso, una posible disfunción familiar. Por todo ello, somos partidarios de introducir este tipo de herramientas diagnósticas en nuestras consultas.
A continuación discutiremos sobre las relaciones de las variables independientes con el Apgar-familiar; no obstante, no debemos olvidar que, aunque la asociación estadística pueda ser evidente, la dirección de la asociación no puede ser enunciada con el diseño que hemos empleado (estudio transversal).
El sexo se relaciona con la función familiar, de forma que las mujeres están menos satisfechas con ésta, lo cual parece lógico si pensamos que, dentro de las familias, la mujer es la que menos ayuda recibe y más sobrecarga soporta33. Sin embargo, en otros estudios8-27 el sexo del paciente no se ha relacionado con cambios en la función familiar. Según nuestro estudio, el tener más de 40 años hace que el usuario perciba peor función familiar, sin embargo este efecto desaparece en el análisis multivariado, posiblemente porque la edad es una variable que se confunde con otras como podría ser el apoyo social, que disminuye cuando las personas envejecen34. El estado civil también condiciona la función de la familia, y al igual que ya comunicó Casarrubios8 nosotros observamos que los que no están casados puntúan más bajo en el Apgar-familiar que los que lo están, ya que los primeros pueden recibir menos ayuda y cariño de la familia35. El nivel cultural puede considerarse un indicador relacionado con la clase social; desde este punto de vista, deberíamos esperar que las personas que posean un nivel cultural más bajo también perciban una peor función familiar28, como así sucedió. No obstante, esta asociación no es lo suficientemente estrecha como para permanecer después del ajuste. Se ha comprobado en otras ocasiones que las personas que perciben como mala su función familiar hacen un consumo de los servicios de salud más elevado que las que tienen buena función familiar. Así se ha constatado en nuestro país8-27 y en EE.UU.28 donde las diferencias no fueron tan evidentes. La mayor utilización de las personas con disfunción familiar podría explicarse por la morbilidad: los niños diabéticos se descompensan más, la tensión arterial se controla peor, los resultados obstétricos empeoran, e incluso se ha demostrado la mejoría de niños asmáticos tras terapia familiar2. Otra de las variables intermedias entre el mayor consumo de los servicios de salud y la disfunción familiar puede ser la expresión de ésta en términos de morbilidad psicosomática y de salud mental36.
El mayor número de procesos crónicos y la percepción subjetiva que de su propia salud tiene el paciente se relacionaron con la peor función familiar. Ya hemos comentado las relaciones de la morbilidad con la función familiar2. En realidad, cada una de estas variables posee aspectos diferentes y complementarios, ya que la correlación entre la morbilidad subjetiva y la objetiva es bastante deficiente37. En un estudio en que se relaciona la estructura familiar con la función familiar, se observó que existía relación entre ambas38, si bien la primera se asociaba cuando era medida como la percepción que tenía de ella el usuario, más que como su medida objetiva. Posiblemente esta diferenciación entre número de miembros de la familia (family) y número de personas que conviven en la misma casa (household) tenga menos sentido en nuestro medio que en la población a la que se refiere el estudio, y en nuestro caso, es posible que haya una concordancia entre ambas. Esta relación entre miembros de la familia y Apgar se ha encontrado en otro estudio realizado en nuestro país8, pero en el sentido inverso, ya que el punto de corte se establece en 6 convivientes y deben ser otras las causas de la asociación. En nuestro caso, pensamos que la relación surge porque el número de convivientes se asocia con el apoyo social y con el estado civil del paciente, ya que tienen mejor función familiar los que conviven con más de una persona, puesto que los hogares de nuestra zona básica con 1 o 2 convivientes en su mayoría están integrados por personas de edad elevada y viudos o familias en fase de contracción y disolución.
El apoyo social es la variable incluida en nuestro estudio que muestra una mayor OR después del ajuste, lo que expresa la fuerza de la relación existente entre ella y la función familiar. La relación parece clara y lógica, ya que la medida de apoyo social incluye ítems que recogen aspectos relativos a las relaciones dentro del ámbito familiar, y por tanto cuando el apoyo social es más bajo hay más disfunción familiar. Por otra parte, es posible que en nuestro medio gran parte del apoyo social funcional y estructural se encuentre en la familia. La salud mental y los problemas psíquicos se han relacionado con la función familiar en diversos estudios39. Es consistente el hallazgo de que en pacientes con alteraciones de la salud mental o síntomas psíquicos, la función familiar está también alterada8,10,28, no habiéndose explorado adecuadamente la dirección de la asociación. Cuando se ha estudiado la salud mental como variable dependiente, la función familiar tiene una mayor capacidad predictiva que el apoyo social36; sin embargo, cuando la variable dependiente fue el apoyo social, la función familiar ha sido más predictiva que la salud mental40; y con nuestros resultados puede sostenerse que cuando la variable dependiente es la función familiar, el apoyo social es mucho más predictivo que la salud mental. En definitiva, parece que existen unas relaciones triangulares y bidireccionales entre salud mental, apoyo social y función familiar; no obstante, éstas todavía no han sido suficientemente esclarecidas.
Las subescalas de susceptibilidad ante la enfermedad y de locus de control interno de la salud, ambas pertenecientes a la escala de cultura sanitaria, se relacionan con un descenso de la función familiar. Un locus de control interno bajo indica que el individuo no considera que su propia salud dependa de él, sino de los agentes externos (profesionales de la salud, el azar, poderes superiores, etc.), lo cual puede reflejar que el sujeto siente en general poco dominio sobre su vida y este aspecto se considera un componente importante de la satisfacción vital; el hecho de que el sujeto estuviera poco satisfecho con su vida podría explicar que tampoco lo estuviera con su familia41. Algo similar ocurre con la susceptibilidad ante la enfermedad, que refleja una percepción de debilidad por parte del propio paciente y que parece relacionarse inversamente con el locus de control interno de la salud42. El número tan elevado de hipótesis de constructo aceptadas, la unidimensionalidad de la escala, la buena consistencia interna y los resultados del análisis previo de fiabilidad, nos permiten afirmar que el cuestionario es fiable y válido en poblaciones urbanas de nuestro país. Además, el bajo coste en tiempo de utilización aumenta la eficiencia del instrumento.
Menguel26 argumenta que los médicos de su estudio, a pesar de usar el Apgar-familiar y conocer su resultado, no registraban más los problemas psicosociales del sujeto; lo cual podría atribuirse, según él, a la falta de conocimientos y habilidades de los médicos sobre la evaluación y el tratamiento de la disfunción familiar en la consulta. Esto puede indicar que el mero hecho de utilizar un instrumento para detectar disfunción familiar, no garantiza por sí mismo la mejor salud de los pacientes y sus familias. Una vez establecido el diagnóstico debe intervenirse sobre las familias, para lo cual lo primero que hacen falta son conocimientos, actitudes y habilidades.
Dada la elevada prevalencia de disfunción familiar encontrada en los estudios realizados en general, y en nuestro país en particular, parece necesario educar a los profesionales de la salud para que se enfrenten eficazmente a estos problemas.
Agradecimientos
Queremos manifestar nuestro agredicimiento al Fondo de Investigaciones Sanitarias, la Delegación Provincial de Granada de la Consejería de Salud y Consumo de la Junta de Andalucía y a la Sociedad Andaluza de Medicina Familiar y Comunitaria por su ayuda económica.
