Objetivo. El propósito de este estudio es analizar la validez y fiabilidad del cuestionario de apoyo social funcional Duke-UNC-11.
Diseño. Estudio transversal y descriptivo.
Emplazamiento. Centro de salud urbano.
Pacientes. Se entrevistó en sus domicilios a 656 pacientes. A 60 de ellos se les repitió el cuestionario (30 autocumplimentados y 30 mediante entrevistador) una media de 6 días después.
Mediciones y resultados principales. Los coeficientes de correlación intraclase de los 11 ítems del Duke-UNC-11 fueron superiores a 0,50, tanto si eran autocumplimentados como con entrevistador; los de la escala fueron 0,92 y 0,80, respectivamente. El análisis factorial separó dos subescalas, el apoyo confidencial (7 ítems) y el apoyo afectivo (4 ítems). Se asociaron significativamente al bajo apoyo social el ser mayor de 40 años, estar viudo o divorciado, vivir solo, ser hiperutilizador, la peor salud subjetiva, la mayor morbilidad crónica, el trastorno de salud mental y la disfunción familiar. La ecuación de regresión lineal múltiple logró explicar el 30% de la variabilidad del apoyo social, en la que la función familiar (APGAR-familiar) explicó el 23,5%, los estudios el 3,3%, la percepción de control interno de la salud el 2%, la salud mental el 1,2% y la percepción de susceptibilidad-gravedad ante la enfermedad el 0,3%.
Conclusiones. El cuestionario Duke-UNC-11 es válido y fiable.
Introducción
Se han dado numerosas definiciones de apoyo social (AS). Podemos decir, siguiendo a Thoits1, que el AS «es el grado en que las necesidades sociales básicas de la persona son satisfechas a través de la interacción con otros, entendiendo por necesidades básicas la afiliación, el afecto, la pertenencia, la identidad, la seguridad y la aprobación».
Con este criterio se denomina como AS a un conjunto de aspectos cualitativos o funcionales del apoyo, siendo estas funciones desempeñadas por lo que se conoce como red de apoyo (RA) o red social y que se refiere a los aspectos cuantitativos o estructurales (tamaño, densidad y dispersión)2. Por lo tanto, la RA y el AS son dos conceptos diferentes, y la existencia de la primera no garantiza el segundo.
Ambos aspectos, RA y AS, se han relacionado con diferentes variables relativas a la salud. Tanto la salud física como la salud psíquica mejoran al aumentar el AS en puérperas y recién nacidos3, así como en ancianos4. Igualmente, se ha señalado que la RA tiene un importante impacto sobre la salud5. En otros estudios se ha destacado otro efecto beneficioso de la RA y del AS en aspectos tales como la mortalidad6, el hecho de que las personas ancianas no residan en instituciones7, y la utilización de servicios de salud8,9.
Existe poca información sobre el mecanismo a través del cual el AS ejerce su efecto beneficioso sobre la salud, y en la literatura se han planteado dos posibles vías de acción. Una acción sería el papel de modificador (buffer) que parece ejercer el AS entre los estresores sociales y la enfermedad, mitigando el efecto de los primeros (efecto indirecto)8-10. Otros sugieren que la ausencia de RS y AS puede actuar como un estresor en sí mismo, influyendo de ese modo directamente sobre el estado de salud7.
Dadas las sustanciales relaciones entre AS y salud es importante conocer el primero, ya que su manejo posibilita la intervención preventiva, terapéutica y rehabilitadora de diferentes problemas de salud, por ejemplo fortaleciendo las relaciones intrafamiliares o potenciando grupos de autoayuda. Estas estrategias de intervención conciernen a las competencias del médico de familia y de los equipos de atención primaria.
Entre los instrumentos que se han propuesto para medir el AS funcional destaca por su sencillez y brevedad el cuestionario Duke-UNC modificado y validado por Broadhead11 que evalúa el apoyo percibido (no el real). Según el autor la calidad del AS es mejor predictora de la salud que el apoyo estructural, y dentro de las diferentes dimensiones que pueden identificarse en el AS funcional el instrumento original incluía ítems sobre la cantidad de apoyo, el apoyo confidencial, el apoyo afectivo y el apoyo instrumental. Tras la validación el cuestionario quedó reducido a dos dimensiones: apoyo confidencial y apoyo afectivo; no obstante, 3 de los 11 ítems no pudieron ser considerados dentro de estas dos dimensiones.
Este cuestionario ha sido anteriormente validado en España12 con una población socioeconómicamente muy deprimida; sin embargo, no se analizó su reproducibilidad y estabilidad en el tiempo y, además, 2 de los 11 ítems siguen sin poder adscribirse al apoyo confidencial o afectivo.
En este estudio nos propusimos establecer la fiabilidad y validez del cuestionario Duke-UNC.
Material 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, en Granada. La población elegible quedó constituida por todos aquellos sujetos con 14 o más años que tuvieron 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 simple de 2.662 usuarios que fueron seguidos durante un año, al final del cual quedaron 2.018 sujetos válidos. Los detalles sobre el muestreo, el seguimiento, las características de esta población y el análisis de las pérdidas se ha descrito en otro artículo13. De los 2.018 sujetos válidos tras el seguimiento se entrevistó al total de los hiperutilizadores (236) y a una muestra aleatoria simple de normoutilizadores (420), que suman la muestra final de 656 pacientes entrevistados. 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. Este estudio se incluye dentro de un proyecto de investigación más amplio (proyecto MOCAUT, FIS 93/0681). 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; salud mental medida con el cuestionario GHQ-2816,17; utilización de servicios de salud (hiperutilizador/normoutilizador); cultura sanitaria medida con un cuestionario diseñado por nosotros y validado previamente18, basado en el modelo de creencias de salud de Becker19 y en el Locus de Control de la Salud20 (véase el anexo); función familiar con el cuestionario APGAR-familiar21,22. Como variable dependiente se empleó el apoyo social funcional medido con el Duke-UNC-11.
El cuestionario Duke-UNC-11 evalúa el AS confidencial (posibilidad de contar con personas para comunicarse) y el AS afectivo (demostraciones de amor, cariño y empatía). La escala de respuestas es la de Likert con puntuaciones del 1 al 5 (véase el anexo).
Todas las variables, excepto la utilización que se obtuvo de las historias clínicas13, se recogieron mediante un cuestionario que fue administrado mediante entrevista dirigida en el domicilio del encuestado, por entrevistadores previamente formados. 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.
Para calcular la fiabilidad del cuestionario, se hizo el test-retest en 60 pacientes elegidos al azar, en 30 de ellos la prueba se realizó 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 de 6,24 días (DE: 3,47), y en el segundo caso fue de 6,42 días (DE: 3,50); en ambos casos el intervalo fue de 3-21 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 autovalor superior a 1. En una segunda fase se realizó una rotación ortogonal varimax para intentar minimizar el número de ítems que tienen un gran «peso» en un factor. La medida de adecuación de la muestra se realizó mediante el índice de Kaiser-Meyer-Olkin y la matriz de correlaciones «identidad» se contrastó mediante el test de esfericidad de Bartlett.
Se estableció la validez de constructo mediante el análisis de diferentes hipótesis que exploran las diferencias en el apoyo social entre dos grupos (grupos extremos), según presenten o no una característica. Esta relación entre la característica hipotéticamente relacionada con el AS y el valor obtenido en el cuestionario Duke-UNC-11 según dé apoyo normal o bajo (estableciendo el punto de corte en el percentil 15 que corresponde a la puntuación ¾ 32), se estudió mediante la odds ratio (OR), intervalo de confianza del 95% y nivel de significación de la ji al cuadrado. Para establecer este tipo de validez de constructo se eligieron determinadas características que en la literatura aparecen relacionadas con el AS y que son la edad, el estado civil, el nivel de salud (medido por nosotros como salud subjetiva y por el número de problemas crónicos), la utilización de servicios, la salud mental, la función familiar y el número de convivientes. Para las 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 el AS se probó comparando las puntuaciones medias de ambas subescalas en los pacientes con apoyo social normal o bajo (t de Student). Las relaciones del Duke-UNC-11 y sus subescalas y las de éstas con las subescalas de salud mental y cultura sanitaria se analizaron mediante el coeficiente de correlación de Pearson y el test en el que éste es distinto a cero.
Se estudió la relación entre la puntuación de cada ítem con la de la escala y las subescalas de AS 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 y subescalas de AS se midió con el alfa de Crombach. Este coeficiente se volvió a calcular extrayendo de la escala-subescala cada ítem de estudio, de tal forma que un aumento del alfa sugiere que dicho ítem disminuye la consistencia interna de la escala-subescala, y una disminución, lo contrario.
Las variables cuantitativas, en función del sesgo de simetría, se transformaron siguiendo los criterios de Tukey y Freixa24,25: con la raíz cuadrada de x+1 se modificó la puntuación global del GHQ-28, el número de convivientes y el número de enfermedades crónicas; la transformación x2 se realizó en la puntuación global del Duke-UNC-11 y sus subescalas; el lg (x+1) se usó en la subescala de alteración social del GHQ-28 y la transformación -1/x se empleó en la subescala de depresión del GHQ-28.
Por último, considerando el valor del Duke-UNC-11 como variable dependiente cuantitativa, se realizó una regresión lineal múltiple por el método paso a paso para analizar la relación de cada variable con el apoyo social controlando el efecto de las restantes. El criterio para incluir una variable en la ecuación fue una p¾0,25 y para excluirla una p>0,2526. También se incluyeron o no excluyeron aquellas variables con p>0,25 pero que modificaran los valores de los coeficientes por encima del 10%. Se analizaron como variables independientes todas las citadas en el estudio de los grupos extremos, incluyendo como variables de confusión las variables de la tabla 1. Se comprobó la adecuación de ajuste de la ecuación mediante el test de Durbin-Watson, el análisis del histograma de los residuales estandarizados y el plot de la probabilidad normal con los residuales estandarizados. De igual modo se analizaron los residuales de Pearson, los valores de Levarage, las distancias de Mahalanobis y las influencias de los valores extremos sobre los coeficientes del modelo con las distancias de Cook.
El análisis se llevó a cabo con el paquete estadístico SPSS/PC+ 4.1.
Resultados
En la muestra estudiada la edad media fue de 50 años (DE: 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 42,73 (IC95%: 42,00-43,47; DE: 9,5; intervalo: 11-55) y la mediana de 44. En la subescala de apoyo confidencial la media fue de 26,07 (IC95%: 25,55-26,59; DE: 6,8; intervalo: 7-35) y la mediana de 28; y en la subescala de apoyo afectivo la media fue de 16,67 (IC95%: 16,41-16,93; DE: 3,4; intervalo: 4-20) y la mediana de 18 (tabla 2). El coeficiente de fiabilidad de la escala Duke-UNC-11 con entrevistador fue de 0,80 y autocumplimentada de 0,92 (tales coeficientes en cada uno de los ítems se describen en la tabla 2).
El análisis factorial reveló la existencia de dos factores en la escala con diferente número de ítems. El primer factor que denominamos apoyo confidencial con los ítems 1, 2, 6, 7, 8, 9 y 10; y el segundo factor que es el apoyo afectivo con los ítems 3, 4, 5 y 11. Las puntuaciones factoriales de nuestro estudio y las de Broadhead11 y De la Revilla12 se recogen en la tabla 3. Los dos factores explicaron el 60,9% de la variabilidad. El índice de Kaiser-Mayer-Olkin fue de 0,90775 y el test de esfericidad de Bartlett de 3.999,5070 (p=0,00000). El análisis factorial en la submuestra de hiperutilizadores y normoutilizadores fue semejante.
El análisis de la consistencia interna de la escala y las dos subescalas queda reflejado en la tabla 4. El alfa de Crombach de la escala fue de 0,90, el de la subescala de apoyo confidencial de 0,88, y el del apoyo afectivo, de 0,79.
Las comparaciones de la proporción de Duke-UNC-11 bajos en las variables elegidas como grupos extremos (y otras variables) se exponen en la tabla 5. Los sujetos con una probabilidad significativamente incrementada de percibir apoyo social bajo fueron: los que tenían 40 o más años, los viudos, separados y divorciados, los que vivían solos, los que tenían menos estudios, los dedicados a sus labores y pensionistas, los que perciben peor salud subjetiva, los que manifiestan más de 10 enfermedades crónicas, los hiperutilizadores, los que presentaban puntuaciones altas en la escala de salud mental (>=7) y los que presentaban APGAR-familiar disfuncional (¾6). La puntuación media en la escala de percepción de susceptibilidad-gravedad ante la enfermedad en los individuos con apoyo social normal/bajo fue, respectivamente, 12,39 (IC95%: 12,09-12,69; DE: 3,58) y 13,25 (IC95%: 12,63-13,88; DE: 3,13), cuya diferencia fue estadísticamente significativa (p=0,0256). Del mismo modo ocurrió en la escala de control interno de la salud (p=0,0165): los individuos con apoyo normal/bajo obtuvieron, respectivamente, 12,76 (IC95%: 12,61-12,91; DE: 1,84) y 12,26 (IC95%: 11,84-12,68; DE: 2,10).
En la tabla 6 se describen los coeficientes de correlación entre la escala Duke-UNC-11 y sus subescalas y los de éstos con el GHQ-28, sus subescalas y las escalas de cultura sanitaria estudiadas.
La ecuación de regresión obtenida (tabla 7) logró explicar el 30% de la variabilidad del apoyo social. La variable más predictiva fue la función familiar que explicó un 23,5% de la variancia, seguida del nivel de estudios (3,3%), la percepción de control interno de la salud (2%), la salud mental (1,2%) y la percepción de susceptibilidad-gravedad ante la enfermedad (0,3%). El diagnóstico de la adecuación de ajuste mostró un buen ajuste de la ecuación de regresión (tabla 7).
Discusión
La puntuación media de la escala (42,73) es superior a la obtenida en el estudio de Cartuja12 (35,55). Esto podría explicarse por las diferencias culturales y socioeconómicas de las muestras, ya que en Cartuja la población es francamente marginal. Precisamente, estas diferencias fueron uno de los motivos principales que nos animó a realizar este estudio. La validación de las escalas es un proceso continuo y abierto. Los parámetros de validez y fiabilidad pueden ser buenos en una determinada población y malos en otra; por todo ello, siempre que queramos emplear un cuestionario en la práctica o la investigación, deberemos preguntarnos si nuestra población se parece a la referenciada en los datos de validación, si no es así, estaremos obligados a validar el instrumento23. Las puntuaciones obtenidas en nuestro estudio se parecen más a las del estudio de Broadhead11, aunque en éste la población era un poco más joven y de mayor nivel cultural y social. Al igual que en el estudio de De la Revilla 12, los ítems con puntuaciones medias más bajas fueron el 2 y el 9 (recibir ayuda en los asuntos de casa e invitaciones para distraerse) y los de puntuaciones más altas el 5 y el 11 (recibir amor y afecto, y ayuda cuando se está enfermo).
La fiabilidad del cuestionario, medida con el test-retest con y sin entrevistador, aportó coeficientes de correlación para cada ítem aceptables (>0,5) y bastante buenos para el conjunto de la escala (superiores al 0,75 recomendado por Streiner23), siendo estos coeficientes lógicamente superiores cuando el cuestionario fue autoadministrado y desaparecía la variabilidad debida al entrevistador. Esto indica que el instrumento alcanzó una óptima reproducibilidad y estabilidad en el tiempo. Estos coeficientes del test-retest son semejantes a los obtenidos por Stansfeld27 con otro cuestionario de AS, y los coeficientes globales de la escala son superiores a los obtenidos por Broadhead con el mismo cuestionario11. Este autor decidió excluir de la escala 3 ítems por presentar coeficientes muy bajos (originalmente el cuestionario era de 14 ítems). Hemos preferido realizar el test-retest, además de autocumplimentado, con entrevistador, ya que en nuestras poblaciones de referencia en muchos casos nos veremos obligados a leer el cuestionario. Por consiguiente, hemos tenido que reducir la muestra del estudio del test-retest a la mitad (30 en cada caso). Harían falta 200 casos para que el intervalo de confianza (al 95%) del coeficiente se moviera sólo en 0,15 puntos23. No obstante, es frecuente en la literatura que, generalmente por motivos de limitación del presupuesto, las muestras del test-retest sean pequeñas (en el estudio de Broadhead fue 2211 y en el de De la Revilla12 no se hizo).
Como resultado del análisis factorial se identificaron los dos factores de la escala original de Broadhead: el apoyo confidencial, por el cual las personas pueden recibir información, consejo o guía, o disponen de personas con las que pueden compartir sus inquietudes o problemas; y el apoyo afectivo, que puede concretarse en expresiones de amor, cariño, estima, simpatía y/o pertenencia a grupos. El ítem 2 (recibir ayuda en los asuntos relacionados con la casa) se adscribió al apoyo afectivo en el estudio de Cartuja12, al apoyo confidencial en el nuestro y no pudo relacionarse con ninguno de los dos factores en el estudio de Durham11. Este ítem probablemente esté más relacionado con el concepto que habitualmente se tiene de apoyo instrumental (acciones o materiales proporcionados por otras personas que permiten cumplir las responsabilidades cotidianas o que ayudan a resolver problemas prácticos), no obstante el propio proceso del análisis factorial puede forzar la entrada en uno de los dos factores extraídos. El ítem 1 (recibir visitas de amigos y familiares) parece claro que se entiende como apoyo confidencial, lo cual ocurrió en nuestro estudio y en el de Cartuja, mientras que en el de Durham fue un ítem neutro. El ítem 3 (recibir elogios y reconocimiento) también parece obvio que nuestras poblaciones lo juzgan como apoyo afectivo; sin embargo, en el estudio de Durham vuelve a ser un ítem no clasificado. El ítem 4 (contar con personas que se preocupen de uno) es lógico catalogarlo como apoyo afectivo, tal como ha sucedido en nuestro estudio y el de Durham (en el de Cartuja se incluyó en apoyo confidencial). El ítem 9 (recibir invitaciones para distraerse y salir) se clasificó como apoyo confidencial en nuestro estudio y en el de Durham, mientras que en el de Cartuja se incluyó en el apoyo afectivo. El ítem 10 (recibir consejos útiles ante acontecimientos importantes) se ha posicionado en los 3 estudios como un claro apoyo confidencial. No obstante, hay que tener en cuenta que en el análisis factorial del estudio de Cartuja todavía 2 ítems (el 5 y el 10) alcanzaron posiciones ambiguas con puntuaciones parecidas y superiores a 0,50 en los dos factores. En resumen, de los 3 estudios sólo en el nuestro se logra clasificar a los 11 ítems de la escala en los dos factores y, además, pensamos que estos resultados posiblemente aporten una mayor consistencia en la validez aparente y de contenido.
La consistencia interna de la escala y subescalas en su conjunto es bastante buena, y no es necesario extraer ningún ítem para mejorarla, incluso el alfa de la escala (0,90) es netamente superior al obtenido en el estudio de Cartuja (0,81)12. De igual forma las correlaciones ítem-escala son todas aceptables, lo que evidencia que todos los ítems evalúan aspectos que están relacionados.
Para explorar la validez de constructo contrastamos una serie de hipótesis avaladas en la literatura. La primera hipótesis postula que las personas de mayor edad tienen un menor AS. En nuestro estudio las personas mayores de 40 años presentaron una probabilidad 2,93 veces superior de percibir menor AS. También Olsen28 constata este hecho, razonando que al avanzar la edad se modifica la RA y por tanto el apoyo, cambiando la fuente principal de padres y amigos a pareja e hijos, y que en muchos casos se produce también un descenso en la cantidad percibida de apoyo. La segunda hipótesis confirmada en nuestro estudio hace referencia a que los viudos, separados y divorciados presentarían un grado menor de AS que los casados27, explicándose esto porque en numerosas personas la pareja es la fuente principal de apoyo tanto afectivo como confidencial. El vivir solo también fue un constructo confirmado en cuanto a que estas personas perciben un peor AS; esta hipótesis se ha visto asiduamente ratificada en la literatura4,6,11.
Parece demostrado que el peor nivel de salud física y el menor AS son dos fenómenos relacionados29,30, hecho que se ha confirmado en nuestro estudio en cuanto al número de procesos crónicos (OR: 1,87) y que obtuvo una mayor fuerza de asociación cuando la salud se midió con la «salud subjetiva» (OR: 2,64). Parece lógico pensar que la dirección de la relación, que nosotros no podemos establecer con nuestros datos (estudio transversal), será que el déficit de AS empeoraría la percepción de salud, actuando de forma directa y/o indirecta sobre ésta. Este hecho, además, es posible que sea más evidente si se mide la salud subjetiva que si se hace de modo «objetivo».
Los hiperutilizadores tuvieron 2,68 veces más probabilidades de percibir un AS bajo. Se ha demostrado que al disminuir el AS los pacientes tienden a consultar más a sus médicos, y esta relación se ha establecido más estrechamente con el AS funcional frente al estructural, y dentro de aquél, el apoyo afectivo fue más predictivo que el confidencial9. Se ha argumentado que podría ser que los que tienen bajo AS en su medio social lo busquen acudiendo a su médico, expresando así sus expectativas y deseos en la relación humana con él. Para explicar la asociación entre AS y utilización se ha sugerido que los niveles altos de estrés se relacionan con un aumento de la utilización sólo cuando la persona tiene poco AS31. También se ha comprobado que la utilización en pediatría aumenta al disminuir la tendencia a contactar con los miembros de la RA, produciéndose este efecto porque los déficit en AS producen cambios en la salud percibida (que empeora), y porque la RA influye en las creencias de salud.
Tanto en población adulta29 como en población anciana no institucionalizada4 se ha constatado que el menor AS guarda una relación estrecha con la peor salud mental. En este último estudio4 se ha sugerido que en esta población lo más importante no es la disponibilidad o frecuencia de las relaciones sociales, sino percibir suficiente «calor humano». En la relación entre estas dos variables se puede pensar que existe una bidireccionalidad, ya que los pacientes con trastornos de salud mental pueden tender al aislamiento y/o sufrir un cierto rechazo por parte de las personas de su entorno.
La función familiar, medida con el cuestionario APGAR-familiar, es la variable que se relaciona con más fuerza con el AS en nuestro estudio, con una OR, en las personas con disfunción familiar, de tener AS bajo de 13. Esta relaciones tan estrechas se confirman aun después del ajuste por el resto de variables, de tal forma que la función familiar explica ella sola el 23,5% de la variabilidad del AS. Este fenómeno parece lógico si se cotejan ambos cuestionarios, ya que en ellos existen sentencias que recogen aspectos estrechamente relacionados con la vida familiar. Además, es un hecho en nuestra cultura que la mayor fuente de apoyo está habitualmente en el medio familiar, aunque la relación de parentesco varíe en función de la edad del sujeto encuestado. Esta relación entre función familiar y AS ha sido también documentada en varios estudios10-29.
Cuando se ha estudiado la salud mental como variable dependiente, la función familiar alcanzó una mayor capacidad predictiva que el apoyo social10; mientras que cuando la variable dependiente fue la función familiar el apoyo social ha sido más predictivo que la salud mental22; y con nuestros resultados se puede sostener que cuando la variable dependiente es el apoyo social, la función familiar es mucho más predictiva 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 correlaciones de la escala y subescalas del Duke-UNC-11 con las subescalas del GHQ-28 ponen de manifiesto que el AS tiene una relación negativa y significativa con las subescalas de síntomas psicosomáticos, ansiedad y depresión. Las relaciones con la subescala de alteración social merecen un comentario aparte: en primer lugar porque es aproximadamente un 30% superior a la de las otras subescalas (en especial en la escala global y el apoyo confidencial) y, en segundo, porque se trata de un nuevo constructo confirmado. En realidad no puede considerarse esta última relación como un argumento de validez de criterio o validez convergente porque no disponemos de datos que consideren la subescala de alteración social del GHQ-28 como un instrumento válido y fiable como medida de AS16,17.
Cuando realizamos el análisis multivariado observamos que, además de las variables esperadas como la función familiar y la salud mental, se incluyeron en la ecuación otras variables que comentaremos a continuación: La dimensión del locus de control interno de la salud mide el grado en que el sujeto siente y considera que su salud depende de él mismo y no de agentes externos (profesional sanitario, el azar, poderes superiores...). Cuando disminuye la puntuación del locus de control interno lo hace la percepción de AS. El sentimiento de control sobre la propia salud es un componente que refleja en qué medida el sujeto se siente autosuficiente en su vida, y esto podría guardar relación con su grado de satisfacción en sus relaciones con los demás32,33. 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 salud34. Por último, vemos cómo las personas que han alcanzado un nivel de educación más elevado manifiestan tener un AS mayor, posiblemente porque esto les hace sentirse más autosuficientes e independientes en su vida social.
El número tan elevado de hipótesis de constructo aceptadas, la bidimensionalidad 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 administración, aumenta la eficiencia del instrumento. No obstante, el mero hecho de utilizar un instrumento para detectar el nivel de AS, no garantiza por sí mismo la mejor salud de los pacientes. Una vez establecido el diagnóstico debe intervenirse sobre las personas y sus entornos sociales, para lo cual lo primero que hace falta son conocimientos, actitudes y habilidades.
Agradecimientos
Queremos manifestar nuestro agradecimiento al Fondo de Investigaciones Sanitarias, la Delegación Provincial de Granada de la Consejería de Salud y Consumo de la Junta de Andalucía y la Sociedad Andaluza de Medicina Familiar y Comunitaria por su ayuda económica.
