La prueba COOP/WONCA se propuso inicialmente como un autoinforme en el que las respuestas eran apoyadas por dibujos que ilustraban el estado indagado. Estudios posteriores han ratificado su utilidad como mero autoinforme verbal administrado presencialmente. Carecemos de datos sobre su utilidad administrada telefónicamente. El objetivo del presente trabajo es conocer las propiedades psicométricas de la prueba COOP/WONCA para estimar la calidad de vida relacionada con la salud (CVRS), administrada telefónicamente, y compararlas con las obtenidas en otras modalidades de administración previas.
DiseñoEstudio epidemiológico transversal.
EmplazamientoCiudad de Madrid.
ParticipantesMuestra aleatoria de 802 sujetos adultos, representativa de la población adulta de Madrid, obtenida por estratificación a partir del censo poblacional.
Mediciones principalesCuestionario COOP/WONCA de 9 ítems, incluido en una batería más amplia, administrada mediante entrevista telefónica.
ResultadosEl análisis factorial sin restricciones apunta a la unifactorialidad de la escala, que mide un solo constructo latente (CVRS), mostrando una gran consistencia interna, sin diferir significativamente de los hallados mediante administración presencial, descartándose la existencia de sesgos asociados a la modalidad telefónica.
ConclusionesLa prueba COOP/WONCA aparece como una medida fiable y válida de la CVRS y su administración telefónica no supone alteraciones en los resultados, lo que puede reducir costes en estudios poblacionales, aumentando su eficiencia sin pérdida de calidad en la información recogida.
The COOP/WONCA test was initially proposed as a self-report in which the answers were supported by drawings illustrating the state investigated. Subsequent studies have confirmed its usefulness as a mere verbal self-report face-to-face administered. No data have been found about its useful when administered by telephone interview. The aim of this study was to determine the psychometric properties of the COOP / WONCA test to measure Related Quality of Life (HRQoL) administered by telephone and compare them with those obtained in other forms of prior administration.
DesignCross-sectional study on a random.
SettingCity of Madrid.
ParticipantsRandom sample of 802 adult subjects, representative of the adult population in Madrid, obtained by stratification from the population census.
Main measurementsQuestionnaire COOP/WONCA with 9 ítems included in a broader battery, administered by telephone interview.
ResultsThe unrestricted factor analysis points to the unifactoriality of the scale, which measures a single latent construct (HRQOL), showing high internal consistency, not significantly different from those found by face-to-face administration, ruling out the existence of biases in the phone modality.
ConclusionsThe COOP/WONCA test appears as a reliable and valid measure of HRQOL and telephonic administration allows to assume no changes in the results, which can reduce costs in population studies, increasing efficiency without loss of quality in the information collected.
El estudio epidemiológico del estado de salud de las poblaciones es necesario para la planificación sanitaria y debe tener en cuenta tanto los indicadores objetivos de salud como la propia percepción de los sujetos sobre la relación entre su salud y la calidad de vida que experimentan. El término de calidad de vida comenzó a usarse a mediados del siglo xx en el ámbito de las ciencias sociales, pero en la actualidad no existe un consenso claro sobre su conceptualización. Generalmente, se asume la definición propuesta por la Organización Mundial de la Salud, a través del grupo WHOQOL1: «calidad de vida es la percepción del individuo de su situación en la vida, dentro del contexto cultural y de los valores en que vive, y en relación con sus objetivos, expectativas, valores e intereses». Es, por tanto, un concepto multidimensional, compuesto por aspectos como la salud física, la psicológica, las relaciones sociales, las condiciones del entorno y una dimensión espiritual. Lo que adquiere importancia es la subjetividad de la persona como indicador de resultados, unido a que no es algo estable sino que varía a lo largo de la vida.
El concepto de calidad de vida relacionada con la salud (CVRS) hace, pues, referencia a una de las dimensiones, no la única ni necesariamente la principal, aunque sí la más relacionada con estados de salud y consecuencias de intervenciones sobre factores de riesgo y enfermedades. De hecho, la importancia de la CVRS se ha ido incrementando en los últimos 20 años, llegando a ser un objetivo central de los programas de intervención sanitaria y una medida de resultados en salud «centrada en el paciente»2.
Tras una serie de estudios preliminares3, la Organización Mundial de Médicos de Familia (WONCA) propuso un nuevo instrumento, el COOP/WONCA, elaborado para medir la CVRS percibida por los pacientes de atención primaria. El instrumento constaba de 6 ítems (aunque se han utilizado versiones con 7 y 9), que se respondían presencialmente sobre una tarjeta gráfica, en la que cada opción de respuesta estaba representada por un dibujo alusivo a la condición evaluada. Esta forma de evaluación pretendía recoger las autoevaluaciones en una modalidad no verbal que limitara los sesgos habitualmente atribuidos a los autoinformes. La mayor parte de los estudios han desarrollado esta modalidad de administración, auto o heteroadministrada, como es el caso de la validación de la versión española4,5 y otros amplios estudios poblacionales que aportan datos normativos6,7.
Algún estudio ha utilizado el instrumento prescindiendo de las láminas, sin que hayan aparecido ni diferencias significativas ni ventajas percibidas por el cumplimentador8. De este modo, el COOP/WONCA puede utilizarse también como autoinforme al uso, autoadministrado de forma presencial y sin apoyo gráfico, tal y como se ha hecho en amplios estudios poblacionales9. No obstante, para mejorar la eficiencia en estudios con amplias muestras, se han ensayado otro tipo de modalidades de administración capaces de reducir costes y tiempo. Una de las maneras de administración más sencilla es la entrevista telefónica, en la que el sujeto participante es localizado de forma aleatoria y ni él ni el evaluador deben desplazarse para completar la encuesta. Se sabe que este es un método efectivo de recogida de información10 y reduce sensiblemente los costes de la encuesta11, a pesar de que es preciso tener en cuenta que, como en cualquier otra modalidad de administración, los datos pueden quedar afectados12. Apenas contamos con algún estudio preliminar que explore la bondad psicométrica de esta prueba administrada sin láminas y vía telefónica13,14, aunque sí existen trabajos que han abordado esta cuestión en instrumentos similares (p. ej., SF-3615 o GHQ16).
Por otro lado, la mayor parte de los estudios sobre propiedades psicométricas del COOP/WONCA, en sus diferentes versiones y adaptaciones, se han realizado con métodos inadecuados a las opciones de respuesta de la prueba. En efecto, los propios autores advierten de lo inconveniente de tratar una escala ordinal como si se tratara de una escala continua de intervalos, recomendando utilizar descriptivos de las categorías y no medidas de tendencia central y dispersión17. Los análisis factoriales generalmente se han realizado mediante procedimientos clásicos, como el de componentes principales, la rotación Varimax o el criterio de Kaiser18, inadecuados al estudio de categorías discretas. Estos métodos, aplicados sobre escalas no continuas, tienden a agrupar los ítems en función de sus distribuciones y no de sus contenidos.
El objetivo del presente estudio es explorar las propiedades psicométricas del COOP/WONCA administrado telefónicamente y comparar los resultados con los obtenidos mediante otros procedimientos (presenciales, con y sin láminas) en el mismo medio, de cara a establecer la fiabilidad y validez de esta prueba y su inclusión como mejora de la eficiencia en estudios poblacionales.
Material y métodoParticipantes y procedimientoSe calculó necesaria una muestra de 784 sujetos para una población total de 3.215.633 personas de la ciudad de Madrid (Padrón Municipal, enero de 2013), que permitiría extraer conclusiones con un nivel de confianza del 95% y un error del 3,5% (p = q = 0,5). Además, se estratificó la población según una agrupación de distritos municipales en 4 clusters, agregados por niveles de desarrollo, sexo y edad. El reclutamiento fue aleatorio, respetando las restricciones de la estratificación. La técnica de recogida de información fue una entrevista telefónica asistida por ordenador (Computer Assisted Telephone Interviewing19) a partir de cuestionario estructurado, entre los días 4 al 18 de noviembre del 2013. Los participantes fueron informados de todo lo relativo al estudio, garantizándose la confidencialidad de los datos y la imposibilidad de ser identificados posteriormente, participando voluntariamente cuando así consintieron.
InstrumentosEl COOP/WONCA3 es un instrumento para estimar la CVRS. Los ítems exploran aspectos relativos a esta variable a través de unas láminas en las que se visualizan mediante dibujos las 5 opciones de respuestas, debiendo marcar el evaluado la que mejor defina su estado. Aunque se han utilizado versiones de 6, 7 y 9 ítems, para el presente estudio se optó por la versión más amplia, de 9 ítems, para facilitar la comparabilidad de los resultados con estudios previos, como el de Serrano-Gallardo et al.6, que ofrece baremos para la interpretación de los resultados. En el estudio actual, se utilizaron los contenidos de cada ítem como estímulos verbales, del mismo modo que las respuestas, esto es, prescindiéndose de las láminas, y mediante entrevista telefónica. Las puntuaciones se trataron como una escala Likert de 5 anclajes, correspondiendo mayores puntuaciones a peor calidad de vida. Se utilizó la versión adaptada al español4.
El cuestionario objeto de estudio iba incluido en una batería más amplia de preguntas y pruebas. De entre ellas, y para su uso en el presente estudio, se extrajo una serie de variables: sexo, edad, estado civil y nivel de estudios. También se utilizaron los siguientes ítems dicotómicos: 1) ¿practica ejercicio físico regularmente (≥ 30min/día)?; 2) ¿tiene alguna discapacidad reconocida?; 3) ¿consume tabaco a diario?, y 4) ¿trabaja actualmente? Finalmente, se incluyeron los siguientes ítems de puntuación continua: 1) metros útiles de la vivienda habitual; 2) número de personas que conviven en la vivienda habitual, y 3) horas de sueño diarias. Adicionalmente, se utilizó la pregunta «En general, ¿cómo calificaría su estado de salud en los últimos 12 meses?», con 5 valores entre 1 = «muy bueno» y 5 = «muy malo», para estimar la relación del COOP/WONCA con la estimación del estado de salud percibido.
Análisis de datosSe obtuvieron los descriptivos de los ítems del COOP/WONCA. Se efectuó un análisis factorial exploratorio a partir de la matriz de correlaciones policóricas, aplicándose el criterio de Mardia para garantizar la normalidad multivariada. Para obtener el número más adecuado de factores a retener se realizó una prueba de mínima correlación parcial promediada y un análisis paralelo optimizado a partir de un análisis de rangos mínimos. La estimación de la consistencia interna de la prueba se realizó mediante un coeficiente α robusto (multivariado)20. Estos análisis se realizaron con el programa FACTOR 9.221. Se efectuaron comparaciones por sexo en las respuestas al cuestionario, utilizando estimadores exactos (Monte Carlo). Se compararon puntuaciones totales de la escala, utilizándose una prueba no paramétrica. Se realizó a continuación un análisis de regresión lineal por pasos sucesivos de las variables predictoras sobre la puntuación total del COOP/WONCA, convirtiendo las dicotómicas en variables dummy con 2 valores y utilizando el estadístico de Durbin-Watson para el estudio de residuos.
Esquema del estudio:
Resultados
La muestra final estuvo compuesta por 802 sujetos (372 varones, 430 mujeres), cuya edad media ± DE fue de 48,0 años con DT = 18,6 (M = 46,8 y DT = 18,3 para varones; M = 49,1 y DT = 18,9 para mujeres).
En la tabla 1 se muestran los descriptivos univariados de los ítems del COOP/WONCA y la correlación de cada ítem con la prueba completa, una vez excluido de ella, para el estudio de la capacidad discriminativa de cada uno de ellos. Se observan valores adecuados para todos los ítems, salvo para el ítem 5 que solo valora cambio en la percepción de salud («¿Cómo considera su salud actual comparada con hace 2 semanas?»), por lo que se espera este comportamiento diferente del resto de los que componen el test (mediana en anclaje 3: «La misma»).
Descriptivos de los ítems
| Ítem | Media | Mediana | IC del 95% | Variancia | Asimetría | Curtosis | rit |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 2,74 | 3 | 2,63-2,84 | 1,38 | 0,01 | –0,68 | 0,43 |
| 2 | 1,97 | 2 | 1,86-2,08 | 1,38 | 0,98 | –0,19 | 0,43 |
| 3 | 1,54 | 1 | 1,45-1,62 | 0,92 | 1,73 | 1,99 | 0,64 |
| 4 | 1,36 | 1 | 1,28-1,43 | 0,73 | 2,62 | 6,24 | 0,59 |
| 5 | 2,93 | 3 | 2,88-2,98 | 0,30 | –0,86 | 4,55 | 0,09 |
| 6 | 2,95 | 3 | 2,86-3,03 | 0,87 | –0,01 | –0,04 | 0,74 |
| 7 | 2,17 | 2 | 2,04-2,29 | 1,91 | 0,83 | –0,73 | 0,56 |
| 8 | 2,58 | 3 | 2,49-2,68 | 1,08 | 0,42 | –0,24 | 0,30 |
| 9 | 2,35 | 2 | 2,28-2,42 | 0,59 | 0,63 | 0,84 | 0,57 |
IC: intervalo de confianza de la media; rit: correlación ítem-test una vez excluido el ítem.
En la tabla 2 se muestran los resultados de las 2 pruebas para estimar el número de factores a retener. Tanto la prueba de mínima correlación parcial promediada como el análisis paralelo optimizado encuentran, sin lugar a dudas, que se trata de un test que mide una única variable latente (CVRS). Esta solución unifactorial, tras efectuar un análisis factorial completo, explicaría el 78,8% de la variancia común del test y presentaría una consistencia interna de α (multivariado) = 0,93.
Estimación de las dimensiones del test (MAP y análisis paralelo optimizado)
| Dimensiones | MAP | Análisis paralelo optimizado% variancia | ||
|---|---|---|---|---|
| Datos reales | Datos aleatorios | Percentil 95 | ||
| 1 | 0,029a | 52,3a | 22,7 | 27,6 |
| 2 | 0,085 | 13,2 | 19,4 | 23,2 |
| 3 | 0,337 | 11,4 | 16,3 | 19,1 |
| 4 | 0,999 | 8,1 | 13,6 | 15,9 |
MAP: prueba de mínimos parciales promediados
En la tabla 3 se muestran las diferencias por sexos en las respuestas a cada ítem. Puede observarse que en las respuestas de 7 de los 9 ítems existen diferencias estadísticamente significativas, puntuando las mujeres las opciones más próximas a una peor percepción de calidad de vida.
Diferencias por sexo en las respuestas
| Opciones de respuesta | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Ítem | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | Fisher | Sig. | |
| 1 | Varones | 29,6% | 14,8% | 36,6% | 12,1% | 7,0% | 32,33 | p < 0,001 |
| Mujeres | 15,1% | 10,7% | 49,8% | 15,8% | 8,6% | |||
| 2 | Varones | 55,4% | 23,1% | 11,8% | 7,8% | 1,9% | 19,03 | p < 0,001 |
| Mujeres | 43,7% | 22,3% | 15,1% | 14,2% | 4,7% | |||
| 3 | Varones | 75,3% | 11,6% | 7,5% | 4,8% | 0,8% | 6,62 | p < 0,01 |
| Mujeres | 67,0% | 13,5% | 11,6% | 6,5% | 1,4% | |||
| 4 | Varones | 84,4% | 7,8% | 3,5% | 3,8% | 0,5% | 5,07 | p < 0,05 |
| Mujeres | 78,1% | 10,7% | 4,7% | 4,2% | 2,3% | |||
| 5 | Varones | 2,2% | 6,7% | 84,1% | 6,5% | 0,5% | 2,43 | p = 0,06 |
| Mujeres | 3,5% | 11,6% | 76,5% | 7,7% | 0,7% | |||
| 6 | Varones | 7,0% | 25,5% | 49,2% | 14,5% | 3,8% | 11,51 | p < 0,001 |
| Mujeres | 6,0% | 18,6% | 45,6% | 24,0% | 5,8% | |||
| 7 | Varones | 56,5% | 21,0% | 9,7% | 8,9% | 4,0% | 41,70 | p < 0,001 |
| Mujeres | 40,0% | 18,4% | 10,2% | 18,1% | 13,3% | |||
| 8 | Varones | 12,9% | 39,5% | 31,7% | 12,6% | 3,2% | 1,21 | p = 0,14 |
| Mujeres | 15,6% | 32,1% | 34,2% | 11,2% | 7,0% | |||
| 9 | Varones | 8,9% | 59,4% | 26,3% | 4,6% | 0,8% | 4,63 | p < 0,05 |
| Varones | 9,3% | 49,5% | 33,7% | 6,0% | 1,4% | |||
A continuación, se obtuvo una puntuación global para la escala completa, sumando los valores otorgados a cada opción de respuesta, lo que proporciona una puntuación entre 9 y 45 puntos. En la tabla 4 se muestran los valores obtenidos en el presente estudio y la comparación con los baremos propuestos por Serrano-Gallardo et al.6, observándose que no hay diferencias significativas ni en varones ni en mujeres, aunque sí una ligera puntuación superior en el total de la muestra. Como es habitual, la puntuación media fue significativamente superior para las mujeres (F1 = 29,4; p < 0,001), pero con pobre tamaño del efecto (η2p = 0,04), que resultó mucho mayor cuando se controló el efecto de la edad (F2 = 96,8; p < 0,001; η2p = 0,20). La edad mostró un considerable efecto de interacción en las diferencias por sexo (F1 = 158,5; p < 0,001; η2p = 0,17) y una correlación positiva y significativa con las puntuaciones del COOP/WONCA (r = 0,41; p < 0,001). Las mujeres puntuaron sistemáticamente más que los varones en todos los grupos de edad, pero tales diferencias solo alcanzaron la significación en algunos casos (tabla 5).
Valores medios, de dispersión e intervalos de confianza para las puntuaciones totales del COOP/WONCA en el presente trabajo y en el de Serrano-Gallardo et al.6
| Presente trabajo | Valores poblacionales6 | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| n | M | DT | IC del 95% | n | M | DT | IC del 95% | |
| Varones | 372 | 19,5 | 4,9 | 19,0-20,0 | 3.397 | 19,0 | 4,7 | 18,9-19,2 |
| Mujeres | 430 | 21,5 | 5,8 | 20,9-22,0 | 3.944 | 20,8 | 5,4 | 20,7-21,0 |
| Total | 802 | 20,6 | 5,5 | 20,2-21,0 | 7.341 | 20,0 | 5,2 | 19,9-20,1 |
IC: intervalo de confianza; DT: desviación típica; m: media.
Diferencias por sexo entre los diferentes grupos etarios
| Varones | Mujeres | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Edad (años) | n | M (DT) | n | M (DT) | Z | Sig. |
| < 20 | 28 | 1,79 (0,74) | 27 | 1,85 (0,66) | 0,93 | p = 0,34 |
| 20-29 | 49 | 1,90 (0,74) | 51 | 2,51 (0,78) | 3,60 | p < 0,001 |
| 30-39 | 48 | 2,35 (0,81) | 66 | 2,44 (0,90) | 0,91 | p = 0,36 |
| 40-49 | 94 | 2,38 (0,74) | 90 | 2,63 (0,84) | 1,59 | p = 0,11 |
| 50-59 | 59 | 2,69 (0,82) | 61 | 2,93 (0,83) | 1,37 | p = 0,17 |
| 60-69 | 48 | 2,56 (0,74) | 58 | 2,84 (0,77) | 2,33 | p < 0,05 |
| > 69 | 46 | 2,89 (0,77) | 77 | 3,27 (0,81) | 2,75 | p < 0,01 |
La puntuación total del COOP/WONCA correlacionó r = 0,70 (p < 0,001) con la pregunta «En general, ¿cómo calificaría su estado de salud en los últimos 12 meses?». Se efectuó un análisis de regresión por pasos sucesivos, en la que se sometió a prueba la capacidad predictiva de diversas variables sobre la puntuación total del COOP/WONCA. En la tabla 6 se muestran los resultados en el modelo (Durbin Watson = 1,51).
Modelo de regresión sobre la puntuación total del WONCA
| Variables predictivas | R2×100 | β | t | Sig. |
|---|---|---|---|---|
| Edad | 15,70% | 0,35 | 10,94 | p < 0,001 |
| Ejercicio físico regular (≥ 30min/día) | 5,73% | –0,22 | 6,85 | p < 0,001 |
| Sexo (1 = varón; 2 = mujer) | 2,43% | 0,16 | 5,11 | p < 0,001 |
| Discapacidad reconocida (0 = no; 1 = sí) | 2,54% | 0,16 | 5,02 | p < 0,001 |
| Metros útiles de la vivienda | 0,89% | –0,10 | 3,17 | p < 0,01 |
| Variables excluidas | ||||
| N.° personas conviviendo en el hogar | 0,60 | P = 0,55 | ||
| Consumo diario de tabaco (0 = no; 1 = sí) | 1,65 | p = 0,10 | ||
| Horas de sueño diarias | 1,05 | p = 0,29 | ||
| Trabajando actualmente (0 = no; 1 = sí) | 0,03 | p = 0,98 | ||
| Estado civil (1 = casado; 0 = otros) | 0,07 | p = 0,94 | ||
Estudios previos han explorado la fiabilidad y validez del COOP/WONCA en su modalidad original, esto es, utilizando las viñetas gráficas administradas cara a cara. Alguno incluso ha prescindido de las viñetas y ha comparado los resultados comprobando que estas aportan poco a la prueba, que no se altera si se administra como un autoinforme al uso. Finalmente, existe algún trabajo que prueba la administración telefónica de los ítems del COOP/WONCA como estímulos verbales. Cuando se han explorado las características psicométricas de la prueba, en todos los estudios se ha asumido que las opciones de respuesta representan escalas continuas. Por ello, se han adoptado procedimientos inadecuados a pruebas que se responden en categorías discretas (p. ej., tipo Likert), proporcionando datos incorrectos o difícilmente interpretables.
El presente estudio, aplicando los procedimientos estadísticos apropiados a escalas como la COOP/WONCA, encuentra, a diferencia de los estudios previos8,13, que se trata de una escala unifactorial que mide un único constructo latente. Este resultado se obtiene tras la aplicación de 2 métodos diferentes y la solución unifactorial encontrada explica una proporción de la variancia muy por encima de los mínimos exigidos (70%)22, lo que significa que queda poca información que no pueda ser explicada por ese único factor. La distribución de las respuestas a los ítems no difiere sensiblemente de la obtenida previamente en la misma población6 y se asemeja también a la obtenida en otras17, en ambos casos administrado cara a cara y mediante viñetas, y a las encontradas cuando se presentan los estímulos verbales sin viñetas8.
Mediante el método aplicado, que permite controlar las distribuciones de las respuestas obtenidas en cada ítem, puede estimarse de forma más apropiada la consistencia interna de la prueba. El coeficiente α multivariado permite una estimación consistente20, que encuentra una consistencia interna superior a la estimada en estudios precedentes.
Cuando se toman las puntuaciones como valores numéricos continuos (algo útil para los estudios poblacionales, pero inadecuado para el estudio psicométrico), las puntuaciones medias en cada ítem apenas difieren de las encontradas en estudios previos7. Como sucede en los estudios con este7 u otros instrumentos similares23-25, en población general o en muestras clínicas26, la puntuación obtenida por las mujeres es significativamente superior, lo que es habitual en todos los estudios de condiciones de salud27. De hecho, el análisis de regresión revela que el sexo es una de las variables con capacidad predictiva sobre los resultados globales de la prueba.
No se encuentra, pues, evidencia del dualismo hallado en cuanto a la carga en diferentes componentes de las preguntas relativas a la salud mental y la salud física, mostrando los presentes resultados que tales aspectos, y también los que engloban aspectos sociales, como el apoyo social percibido, se combinan para proporcionar una única estimación de CVRS.
La puntuación obtenida en el presente estudio mediante contacto telefónico se corresponde con la obtenida de forma presencial en estudios previos6. Por tanto, puede mantenerse la inexistencia de sesgos de respuesta atribuibles a la modalidad de la administración. Esto se hace extensible a las diferencias por sexo y por edad, observándose que la puntuación aumenta (es decir, la CVRS disminuye) a medida que se incrementa la edad, como un efecto previsible. De hecho es, con diferencia, la variable con mayor capacidad predictiva sobre la CVRS medida por el COOP/WONCA. Solo la práctica regular de ejercicio muestra una capacidad predictiva estimable más allá de la edad.
En definitiva, los datos del presente estudio avalan la utilidad del COOP/WONCA administrado sin viñetas y mediante llamada telefónica para estimar, sin sesgos apreciables, la CVRS. La estructura del cuestionario resulta claramente unifactorial, estimando una única variable latente (CVRS), efectuando la medida con gran consistencia interna y obteniendo valores medios semejantes a los obtenidos en estudios previos con y sin viñetas, pero siempre mediante administración presencial. Estos datos avalan la utilidad y la bondad psicométrica de la prueba en esta modalidad de administración, lo que permite su uso en estudios poblacionales con una eficiencia incremental. Su utilidad en la estimación individual de la CVRS está acreditada por multitud de estudios previos, resultando ahora posible que tal estimación individual pueda efectuarse sin presencia física del entrevistado. El COOP/WONCA es un cuestionario breve, que en estudios previos ha mostrado su sensibilidad al cambio, que supera a otros similares por su parsimonia, menor necesidad de inversión en material y tiempo, y puede representar una alternativa a instrumentos más complejos utilizados asiduamente en estudios poblacionales.
La calidad de vida relacionada con la salud (CVRS) es una variable centrada en el paciente que ha adquirido gran relevancia como indicador de resultados de las intervenciones sanitarias.
El COOP/WONCA es una de las pruebas diseñadas para medir la CVRS más utilizada por su brevedad y simplicidad.
Ningún estudio aborda la fiabilidad/validez del COOP/WONCA administrado sin láminas, telefónicamente y aplicando estadísticos adecuados al formato de respuesta tipo Likert.
Qué aporta este estudioEl COOP/WONCA ha mostrado gran consistencia interna y evidencias de validez cuando se ha administrado telefónicamente a una muestra representativa de la ciudad de Madrid.
El análisis factorial sin restricciones apunta a la unifactorialidad de la escala, que mide un solo constructo latente (CVRS).
La administración telefónica de la prueba COOP/WONCA permite reducir costes en estudios poblacionales, aumentando su eficiencia sin pérdida de calidad en la información recogida.
Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
