Objetivo. Estimar la validez y fiabilidad de un cuestionario para medir la capacidad funcional de los ancianos.
Diseño. Estudio observacional, transversal.
Emplazamiento. Tres zonas básicas de salud de la provincia de Cuenca.
Participantes. Quinientos diecinueve individuos mayores de 64 años seleccionados aleatoriamente tomando como marco muestral los domicilios en los que residía al menos una persona mayor de 64 años.
Mediciones y resultados principales. A partir del OARS-MFAQ se desarrolló un cuestionario más reducido, el CVA, que conserva la estructura de aquél. Se filmaron en vídeo 10 entrevistas que fueron analizadas por 4 observadores para evaluar la fiabilidad interobservador. Para valorar la validez de criterio se relacionaron las puntuaciones de 40 individuos en el CVA, y las puntuaciones que expertos en cada una de las dimensiones del cuestionario (salud física, salud mental, actividades de la vida diaria, recursos económicos y soporte social) asignaron a estos mismos individuos. La validez de criterio del CVA-I (CVA para informantes) se estudió mediante la comparación de las respuestas de 31 individuos que habían respondido al CVA con las que dieron al CVA-I personas cercanas a éstos. En 519 individuos se analizó la consistencia interna de las dos versiones del cuestionario.
La concordancia interobservador mostró valores del coeficiente kappa aceptables (0,43-0,69). La concordancia entre las puntuaciones de expertos y las del CVA mostraron coeficientes de correlación de 0,54-0,74. Los coeficientes de correlación entre el CVA y el CVA-I mostraron valores altos (0,60-0,74) excepto en la dimensión soporte social (0,16). El coeficiente alfa de Cronbach entre los valores de las diferentes dimensiones fue 0,73 y 0,62 para el CVA y el CVA-I, respectivamente.
Conclusiones. El cuestionario CVA muestra una validez y fiabilidad aceptables. El CVA-I mostró validez en todas las dimensiones, excepto soporte social.
Objectives. Our aim was to evaluate the validity and reliability of a questionnaire to measure the functional capacity in older people.
Design. Observational cross-sectional study.
Setting. Community level. Three basic health areas.
Participants. 519 individuals over 64 selected by systematic random sampling taking as sampling units a list of household living at least an individual over 64 years.
Measurements and main results. A new questionnaire was developed starting from the OARS-MFAQ, the CVA. This new questionnaire is shorter but it maintains the same structure. Ten interviews were recorded in a videotape and subsequently analyzed and marked by four different observers to evaluate the inter-observer agreement. To assess the criterion validity the rates of 40 individuals in the CVA were compared with the rates assigned to the same individuals by experts in each area of the questionnaire (physical health, mental health, daily activities, economic resources, and social support).
The criterion validity of the version to proxies of CVA (CVA-I) was studied comparing the answers in the CVA of 31 individuals and the answers given in the CVA-I by proxies of the same 31 individuals.
The internal consistency in both versions of the questionnaire was studied in 519 individuals.
agreement showed values of kappa coefficient between 0.43 and 0.69. Correlation coefficients Inter-observer between expert´s rates showed values between 0.54 and 0.74. Correlation coefficients between CVA and CVA-I showed values between 0.60 and 0.74 except in the social support dimension (0.16). The Cronbach alpha coefficient were 0.73 for CVA and 0.62 for CVA-I.
Conclusions. The CVA questionnaire showed an acceptable validity and reliability except in the social support dimension of the CVA-I.
Introducción
El incremento paulatino de la proporción de personas mayores de 65 años de edad en los países industrializados ha provocado grandes cambios en la forma de entender y organizar los servicios sanitarios. Así, hasta muy recientemente, la evaluación de las necesidades de provisión de servicios sanitarios en los mayores se realizaba a partir del análisis de las principales causas de muerte y de las enfermedades que con más frecuencia se presentaban en este grupo poblacional. Actualmente, además de la morbilidad y la mortalidad, se tiene en cuenta que, entre las personas mayores, una elevada proporción de sujetos presenta una o varias enfermedades crónicas que, si bien no les ocasionan la muerte, sí pueden tener como consecuencia trastornos en la capacidad de vivir de forma independiente y autónoma1.
Tanto para detectar necesidades de atención sociosanitaria como para valorar en qué medida las actividades sanitarias son eficaces, se precisan instrumentos que permitan medir de forma válida y fiable la capacidad de funcionamiento independiente de los mayores o, más genéricamente, la calidad de vida de éstos2,3.
Uno de los instrumentos de medición de la calidad de vida de los ancianos que viven en la comunidad de forma integral más conocidos y usados internacionalmente en estudios poblacionales, el Older Americans Resources and Services Multidimensional Functional Assessment Questionnaire (OARS-MFAQ)4-7, se ha citado como básico en el diseño de numerosas escalas8,9, y permite obtener un perfil amplio del nivel de funcionamiento y necesidades de servicios de los ancianos no institucionalizados. En España este cuestionario ha sido utilizado por diversos autores2,10-13. Las principales limitaciones del OARS son el elevado tiempo de administración que precisa (45-60 minutos)14, y que es un instrumento culturalmente ideado para población estadounidense.
En 1994 se inició un estudio longitudinal con el objetivo de evaluar periódicamente, a través de sucesivos estudios transversales, la calidad de vida de los ancianos de la provincia de Cuenca15. El presente artículo tiene por objetivo presentar la evaluación de la validez y fiabilidad del cuestionario Calidad de Vida en Ancianos (CVA), diseñado con la misma estructura del OARS-MFAQ, pero que debido a su menor número de ítems se administra en un tiempo menor, está adaptado culturalmente a los ancianos de nuestro medio y tiene en cuenta la oferta de servicios que se presta en nuestra comunidad a los ancianos. Este es el cuestionario que se utilizará en los sucesivos cortes transversales para valorar la evolución de la capacidad funcional de los ancianos de Cuenca.
Sujetos y método
Diseño y ámbito
Se llevó a cabo un estudio transversal en 3 zonas básicas de salud (ZBS) de la provincia de Cuenca: Beteta, de la comarca de la Serranía; Casasimarro de la Manchuela, y Villares del Saz, de la Mancha.
Sujetos
Debido a que tanto las características socioeconómicas como las necesidades de servicios de los convivientes en un mismo domicilio suelen ser muy parecidas, se decidió que la muestra sería más eficiente si se consideraba como unidad muestral a todo domicilio en el que habitaba al menos una persona mayor de 64 años, obteniendo el listado de domicilios del Padrón Municipal de los ayuntamientos de las ZBS. Cuando en el mismo domicilio existía más de un conviviente de estas características, se seleccionó mediante muestreo sistemático alternativamente a un individuo de cada sexo. Es decir, que tras la selección aleatoria de los domicilios incluidos en la muestra, todos los sujetos pertenecientes a domicilios en los que solamente habitaba una persona de más de 64 años eran incluidos en el estudio, mientras que en aquellos con más de un conviviente mayor de 64 años se seleccionaba alternativamente una persona de un sexo en un domicilio y del otro sexo en el siguiente domicilio, y así sucesivamente. Esta estrategia de muestreo permitía no seleccionar más de un individuo en un mismo domicilio, dado que en el caso de que hubiéramos realizado una selección aleatoria tomando como unidad muestral al individuo mayor de 64, en algunos podría ocurrir que los 2 miembros de una misma pareja fueran incluidos en el estudio, y algunos ítems referentes a recursos económicos y sociales no tendría sentido preguntárselo a ambos, ya que son compartidos, por lo que se perdería eficiencia en el estudio.
La diferente distribución de la población en las 3 comarcas estudiadas condicionó que la estrategia de selección de sujetos en cada una de ellas fuera distinta:
Zona de la Sierra: el total de domicilios con al menos una persona mayor de 64 años en los 11 municipios de la ZBS de Beteta fue de 339, eligiendo mediante muestreo sistemático con arranque aleatorio 2 de cada 3 domicilios, quedando al final seleccionadas 213 personas.
Zona de la Manchuela: dado que aparentemente no existen grandes diferencias entre las distintas localidades de la ZBS de Casasimarro, en este municipio se seleccionó la totalidad de la muestra. Se incluyeron 427 domicilios con mayores de 64 años, de los que mediante muestreo sistemático se seleccionaron la mitad.
Zona de la Mancha: de las localidades de Villar de Cañas y Villar de Olalla pertenecientes a la ZBS de Villares del Saz se seleccionaron todos los domicilios (152) en los que al menos vivía una persona de más de 64 años.
Instrumento de medición
Cuestionario CVA. Desarrollado a partir del OARS-MFAQ, previa traducción, reducción y adaptación. Consta de cuatro partes:
1. Test preliminar: se administró con el objetivo de decidir si el sujeto era apto o no para responder el resto del cuestionario. Está formado por 6 ítems que valoran la orientación temporospacial del individuo. Cada ítem tiene una puntuación, y el entrevistador, tras sumar las puntuaciones parciales, puede decidir si el individuo es apto o no para contestar el resto del cuestionario. La máxima puntuación es de 19 y por debajo de 15 (13 si no tiene teléfono) el entrevistador debe administrar el cuestionario especial para informantes (CVA-I) a una persona estrechamente relacionada con el sujeto.
2. Cuestionario para el entrevistado: consta de 72 ítems agrupados en dos secciones independientes. La sección A valora la actividad funcional y está estructurada en 5 dimensiones: soporte social, salud física, actividades de la vida diaria, salud mental y recursos económicos. La sección B evalúa la utilización y necesidad de servicios; en ella se pregunta directamente sobre 15 servicios definidos genéricamente, y para cada uno de ellos se determina: uso actual y en los últimos 6 meses, tipo de proveedor y necesidad percibida del mismo. Incluye también un apartado que recoge datos sociodemográficos. Dado que la sección B no precisa de puntuación, y que no funciona como una escala estructurada en dimensiones, toda la evaluación de la validez del instrumento que presentamos no incluye a la sección B.
3. Cuestionario para el entrevistador: consta de 14 preguntas cerradas en las que el entrevistador da su opinión sobre la evolución de la entrevista y la actitud del entrevistado. La finalidad de este apartado es facilitar al entrevistador la tarea de juzgar la capacidad funcional del sujeto encuestado.
4. Escalas de valoración para cada una de las dimensiones: en ellas se incluyen los criterios para que el entrevistador, de forma subjetiva, juzgue la capacidad del individuo y otorgue una puntuación en una escala de 6 puntos, donde 1 corresponde a excelente y 6 a totalmente incapacitado (tabla 1). La suma de las puntuaciones de cada dimensión proporciona un índice global de calidad de vida; sus posibles valores oscilan entre 5 puntos (excelente en todas las dimensiones) y 30 puntos (deficiente en todas las dimensiones).
Cuestionario CVA-I. Se elaboró para ser administrado a un informante (persona cercana al individuo) cuando el test preliminar detecta deterioro cognitivo (puntuación menor de 15). Para su desarrollo, en una primera fase se tradujo el apartado para informante del OARS-MFAQ, pero tras una prueba piloto se decidió que el número de ítems que contemplaba era demasiado reducido y no proporcionaba al entrevistador la información suficiente para poder valorar cada dimensión en la escala de 1-6. Por esta razón fue necesario elaborar uno más extenso, de estructura similar al CVA, y que tras la prueba piloto evidenció una mayor confianza de los encuestadores en sus propias valoraciones.
Prueba piloto. A 4 individuos voluntarios mayores de 64 años se les administró el cuestionario CVA, y a sus respectivos informantes se les administró el cuestionario CVA-I. Las entrevistas fueron realizadas por 2 entrevistadores diferentes (cada uno de ellos entrevistó a 2 sujetos y a sus correspondientes informantes). Las 8 entrevistas fueron grabadas en vídeo y posteriormente analizadas de forma independiente por 4 observadores.
Como resultado del análisis de la prueba piloto se evidenció que la aceptación del cuestionario por parte de los individuos fue buena, y que durante las entrevistas no se detectaron problemas destacables. Por defectos de comprensión, polisemias, etc., se reelaboraron 18 ítems y se suprimieron dos.
Fiabilidad interobservador. Conviene tener en cuenta que se trata de un cuestionario en el que, además de las respuestas del entrevistado, tiene una especial importancia la homogeneidad de criterio en las puntuaciones otorgadas por los entrevistadores para valorar la capacidad funcional de cada individuo; por ello consideramos de suma importancia determinar la variabilidad atribuible a las posibles diferencias de criterio de los entrevistadores.
Para ello se filmaron en vídeo 10 entrevistas administradas por un trabajador social a 10 sujetos voluntarios mayores de 64 años que acudieron por cualquier otro motivo al Centro de Salud Cuenca II. La cinta fue analizada independientemente por 4 observadores diferentes, miembros del equipo de investigación, al tiempo que cumplimentaron el cuestionario.
Validez de criterio del CVA. Dado que consideramos que no existía en castellano una medida estándar aceptada para medir la calidad de vida de los ancianos, decidimos valorar la relación entre las puntuaciones obtenidas a través de nuestro instrumento de medición con las puntuaciones asignadas por expertos en cada una de las áreas de funcionamiento que contempla nuestro cuestionario.
Para ello, un trabajador social administró el cuestionario CVA a 40 voluntarios mayores de 65 años. Estos mismos individuos fueron valorados, mediante entrevista semidirigida y utilizando la misma escala de 1-6, por 3 expertos que desconocían el contenido del cuestionario: un médico como experto en las dimensiones salud física y salud mental, una enfermera como experta en actividades de la vida diaria y un trabajador social como experto en soporte social y recursos económicos.
Validez de criterio del CVA-I. Se consideró que las respuestas del propio sujeto al cuestionario CVA, y las subsiguientes puntuaciones otorgadas por los entrevistadores en cada una de las dimensiones, se podrían utilizar como un estándar adecuado frente al que comparar las puntuaciones obtenidas tras la administración a un informante del CVA-I. Por ello, se seleccionaron aleatoriamente 31 de los sujetos participantes en nuestro estudio a los que se les había administrado el CVA en el centro de salud y, posteriormente, el mismo encuestador acudió al domicilio de cada encuestado, eligió como informante a aquella persona que consideró que podría proporcionarle información fiable y le administró el CVA-I.
Selección y adiestramiento de los entrevistadores. Los 3 entrevistadores fueron trabajadores sociales de cada ZBS en la que se realizaba el estudio. A cada uno de ellos se le suministró un ejemplar de cada cuestionario (CVA y CVA-I) junto con las instrucciones para su cumplimentación y se le grabó en vídeo una entrevista de prueba a una persona mayor de 64 años. Más tarde, 4 miembros del equipo, de forma independiente, analizaron estas entrevistas y cumplimentaron y puntuaron los cuestionarios correspondientes, observándose que los 3 entrevistadores seleccionados reunían los criterios mínimos de calidad. A mitad del trabajo volvió a repetirse la grabación de una entrevista para volver a comprobar la homogeneidad de criterios de puntuación.
Estrategia de administración del cuestionario. El trabajador social convocó por correo a cada individuo seleccionado de su ZBS. En la carta se explicaban los objetivos del estudio y la importancia de su participación, así como la confidencialidad de los datos. En caso de no respuesta a esta primera convocatoria, se realizó una segunda por teléfono en aquellos casos que fue posible, y mediante visita en el domicilio en los demás.
El trabajador social realizó las entrevistas en su despacho a aquellos sujetos que podían desplazarse y en el domicilio a los que no podían hacerlo.
Análisis de datos. Para el análisis de datos se utilizó el paquete estadístico SPSSPC V6.01 para Windows.
Fiabilidad. Para medir el grado de concordancia entre observadores en cada una de las 5 dimensiones se utilizaron dos tipos de medidas: el coeficiente de correlación intraclase y índice kappa para más de 2 observadores y más de 2 categorías16; para el cálculo de este último la escala de 6 puntos se redujo a 3 categorías: excelente para las categorías 1 y 2, aceptable para las 3 y 4 y deficiente para las 5 y 6.
Para estudiar la fiabilidad interobservador del índice global de calidad de vida recordemos que es el resultado de sumar las puntuaciones de cada una de las dimensiones y puede adoptar valores entre 6 y 30, empleamos el coeficiente de fiabilidad o repetibilidad (reliability coefficient) que estima, a partir de la tabla del análisis de variancia, la proporción de variancia total que supone la variancia entre los individuos17. El coeficiente de representatividad (generalizability coefficient) se utilizó como método para estimar el grado en el que las puntuaciones en el índice global de calidad de vida obtenidas por nuestros observadores se aproximan a las que hubiera dado un hipotético grupo infinito de observadores bien adiestrados17.
Validez de criterio del CVA. Para analizar la relación entre la comparación de las puntuaciones otorgadas por cada uno de los expertos con las obtenidas a través del cuestionario, dado que se trataba de valorar la asociación entre 2 variables ordinales, se utilizaron el coeficiente de correlación de Spearman y la tau-b de Kendall. La validez de criterio del índice global de calidad de vida se valoró únicamente mediante el coeficiente de correlación de Pearson, dado que mediante el test de Kolmogorov-Smirnov se comprobó que se ajustaba a una distribución normal.
Validez de criterio del CVA-I. El estudio de la validez del cuestionario para informantes se estableció como un proceso en 2 etapas18,19. En la primera se estima la correlación entre las puntuaciones obtenidas del sujeto y las de un informante. En una segunda etapa se valora el posible sesgo de respuesta determinando si hay diferencias significativas entre la puntuación promedio de la escala generada en el propio sujeto y la generada en el informante20.
La relación entre las puntuaciones obtenidas para cada individuo con el CVA y el CVA-I se valoró mediante el coeficiente de correlación de Spearman para cada una de las dimensiones. Para contrastar las diferencias entre los promedios de las puntuaciones de los informantes y los promedios de las puntuaciones de los sujetos en cada una de las dimensiones y en el índice global se utilizó el test de los rangos de Wilcoxon para muestras relacionadas.
Análisis de consistencia interna. Se consideraron como un ítem de la misma escala cada una de dimensiones que el entrevistador había de puntuar, y para valorar el grado en que estas dimensiones estaban relacionadas entre sí midiendo distintos aspectos del mismo constructo, se analizaron la matriz de correlación interítems, el coeficiente alfa de Cronbach de la escala y el coeficiente alfa si el ítem fuera suprimido mediante el procedimiento reliability de SPSS. Este análisis fue realizado separadamente para el cuestionario CVA y para el cuestionario CVA-I.
Resultados
Descripción de la población
Se estudiaron 519 individuos, 245 varones y 274 mujeres, de los cuales 78 (15%) no alcanzaron la puntuación mínima en el test preliminar para detectar deterioro cognitivo, por lo que se les administró la versión para informante del CVA (CVA-I). La edad media de la población estudiada fue de 74,3 años (DE, 7,2 años). Un 59% de los participantes estaba comprendido en el rango de edad de 65-74 años y el 41% restante tenía más de 74 años.
El total de personas que aceptaron participar en el estudio se distribuyó por ZBS de la siguiente manera: Casasimarro, 183 individuos (35,3%); Beteta, 184 (35,5%), y Villares del Saz, 152 (29,3%). La edad media de los varones fue de 73,5 años (DE, 7,0) y de las mujeres, 75,0 (DE, 7,4).
Un 56,8% de los sujetos estudiados eran casados, un 35,1% viudos y un 8,1% solteros o separados. El 80% convivía con alguna otra persona y el 20% restante vivía solo. Un 88% no había llegado a completar los estudios primarios y solamente un 1,7% había cursado estudios superiores.
Fiabilidad interobservador
Mediante el estadístico kappa para más de 2 observadores y más de 2 categorías se obtuvieron los resultados que se muestran en la tabla 2. En esta misma tabla también se presentan los valores del coeficiente de correlación intraclase que, al igual que el índice kappa, se ha calculado a partir de las valoraciones de los 5 observadores en cada una de las dimensiones.
En cuanto a la fiabilidad interobservador en el índice global de calidad de vida, se obtuvo un valor de 0,970 en el coeficiente de fiabilidad y de 0,973 en el coeficiente de representatividad.
Validez de criterio
En la tabla 3 se presentan los valores del coeficiente tau-b de Kendall y el coeficiente de correlación de Spearman entre las puntuaciones obtenidas mediante el CVA y las otorgadas por los expertos en cada dimensión. Se observa una fuerte asociación en todas las dimensiones excepto en soporte social, dimensión que mostró valores más bajos.
El coeficiente de correlación de Spearman para el índice global de calidad de vida obtuvo un valor de 0,74 (p<0,001), valor que así mismo indica una fuerte asociación.
Validación del cuestionario CVA-I
En la tabla 4 se presentan los valores del coeficiente de correlación de Spearman entre las puntuaciones del sujeto con el CVA y las del informante con el CVA-I. En la misma tabla se analizan las diferencias entre unas y otras puntuaciones. No se observaron diferencias estadísticamente significativas entre los promedios de las puntuaciones obtenidos por el sujeto y por el informante si exceptuamos la dimensión soporte social, en la que se observó una correlación muy baja y los promedios mostraron diferencias estadísticamente significativas.
Consistencia interna
En el caso del CVA los coeficientes de correlación entre ítems mostraron valores de 0,21-0,53 (media, 0,36) y el valor del coeficiente alfa de Cronbach (0,73) disminuía si se eliminaba cualquiera de los ítems. Sin embargo, en el caso del CVA-I, el rango de los coeficientes de correlación fue de 0,04-0,61 (media, 0,22) y todos los coeficientes del ítem recursos sociales mostraron valores inferiores a 0,09; sin embargo, todos los coeficientes de correlación entre las otras dimensiones mostraron valores superiores a 0,20. El valor del coeficiente alfa aumentaba de 0,62 a 0,67 si se suprimía el ítem recursos sociales.
Discusión
Nuestro trabajo es el primero que valora la validez de criterio de un cuestionario en castellano para evaluar de forma integral la capacidad de funcionamiento de los ancianos, y además muestra cómo el vídeo puede ser una tecnología muy útil tanto para valorar la fiabilidad entre observadores como para entrenar encuestadores y estandarizar los métodos de recogida de datos.
Con posterioridad al inicio de nuestro estudio, se publicó un trabajo que presentaba una traducción al castellano del OARS-MFAQ y además se valoraba la consistencia interna del mismo11. Sin embargo, este trabajo no analizaba ninguna medida de validez de criterio, y un cuestionario de elevada consistencia interna puede no ser válido para medir la característica que se desea medir.
Las importantes diferencias en los modos de vida e indicadores de bienestar de nuestra provincia nos ha obligado a utilizar estrategias de muestreo muy particulares. Hemos creído conveniente describirlas detalladamente, debido a que pensamos que solamente una buena descripción de la población en la que el cuestionario se ha validado y del procedimiento de selección de sujetos que se ha seguido permiten al lector valorar la necesidad o no de una adaptación cultural del cuestionario que se le presenta. Quizá una selección puramente aleatoria tomando como marco muestral el padrón municipal de los diferentes municipios no despertara ningún tipo de duda respecto a la representatividad de la muestra, pero si se tienen en cuenta las grandes diferencias en las dispersión de los núcleos rurales entre una zona y otra, pensamos que este tipo de muestreo diferente entre las distintas ZBS podría resultar más eficiente, como ya comentábamos en el apartado de «Sujetos y métodos».
Los valores de concordancia entre observadores obtenidos en nuestro trabajo mediante el coeficiente kappa se pueden considerar aceptables si se tiene en cuenta que trabajamos con 5 observadores y 3 categorías de medición, excelente, moderado y deteriorado. Si bien consideramos a la puntuación de 1-6 realizada por los diferentes observadores como una variable cualitativa ordinal, además del coeficiente kappa, hemos calculado el coeficiente de correlación intraclase indicado para variables cuantitativas y considerado como una prueba paramétrica21, con el fin de poder comparar nuestros resultados con los de la validación del cuestionario OARS-MFAQ por sus autores.
En las pruebas de fiabilidad del instrumento OARS-MFAQ en la Universidad de Duke4 se escogieron 11 investigadores que utilizaban este cuestionario en su trabajo. Se emplearon los cuestionarios de 30 individuos que habían participado en el estudio de validación. Cada entrevistador recibió una copia de las 30 entrevistas y puntuó a cada sujeto en cada una de las 5 áreas de funcionamiento. Los resultados de fiabilidad entre observadores obtenidos mediante el coeficiente de correlación intraclase fueron los siguientes: soporte social, 0,823; actividades de la vida diaria, 0,865; salud física, 0,662; salud mental, 0,803, y recursos económicos, 0,783. Si comparamos estos coeficientes con los de la tabla 2 observamos, en primer lugar, que las dimensiones que muestran valores más bajos y más altos son las mismas en ambos estudios. Además observamos que nuestros valores son ligeramente inferiores a los del estudio OARS. Estas diferencias, entre otras razones, pueden atribuirse a que los valores del coeficiente de correlación intraclase dependen de la variabilidad de los valores observados, y parece presumible que, dado que para el estudio de la fiabilidad entre observadores del cuestionario OARS-MFAQ se estudiaron más sujetos que en el nuestro, la variabilidad de los sujetos también fuera mayor.
También podría justificar estas diferencias el hecho de que el sistema de evaluación que hemos utilizado en nuestro estudio fue metodológicamente distinto al usado por el grupo de investigación norteamericano, que basaba su análisis en datos ya escritos (correctamente o no). Los observadores de nuestro equipo, mediante la utilización de grabaciones en vídeo, tenían un contacto más estrecho, aunque indirecto, con el individuo entrevistado, y basándose en la reproducción de las entrevistas en cintas de vídeo, realizaban observaciones y registraban las respuestas que posteriormente iban a ser la base de su valoración.
Los coeficientes de fiabilidad y de representatividad se calculan de forma parecida al coeficiente de correlación intraclase, pero en lugar de valorar el grado de concordancia entre las mediciones tienen como finalidad estimar la proporción de la variabilidad total atribuible a las diferencias entre los individuos. En nuestro caso, un coeficiente de fiabilidad del 97% se podría interpretar como el porcentaje de variabilidad de las puntuaciones en el índice global de calidad de vida que se puede atribuir a la variabilidad entre los sujetos, restando pues un 3% que podría atribuirse a la variabilidad entre los entrevistadores u otros errores. Además, un valor próximo a 1 en el coeficiente de representatividad nos permite afirmar que nuestros entrevistadores podrían ser considerados representativos de una hipotética población de entrevistadores bien adiestrados.
Usualmente se suelen considerar dos formas de expresar la relación entre 2 variables ordinales: el coeficiente de correlación (p) de Spearman y el coeficiente tau (símbolo pi) de Kendall22. El primero es un procedimiento no paramétrico muy similar al coeficiente de correlación de Pearson, que se puede utilizar para variables ordinales y tiene la misma interpretación que éste. El segundo procedimiento sirve para estimar la fuerza de la asociación entre 2 variables ordinales y suele ser más apropiado cuando existen pocas categorías de la variable ordinal, como es nuestro caso.
Los datos de la tabla 3 nos permiten afirmar que existe una fuerte asociación en todas las dimensiones entre las puntuaciones otorgadas por expertos y las obtenidas tras la administración del cuestionario CVA, excepto en la dimensión soporte social, posiblemente debido a la dificultad de su valoración23.
En cuanto a la validez de criterio del CVA-I, podemos considerar que las puntuaciones generadas por el informante y las establecidas por el propio sujeto muestran coeficientes de correlación altos en todas las dimensiones, excepto en soporte social (tabla 4), dimensión que dada la débil correlación existente deberíamos cuestionarnos si es susceptible de ser medida mediante las respuestas del informante.
Mediante la prueba de los rangos de Wilcoxon para muestras relacionadas, se evidencia que las diferencias entre las puntuaciones del sujeto y las del informante en la dimensión soporte social son estadísticamente significativas y, por tanto, las puntuaciones del informante pueden considerarse sesgadas en esta dimensión; en general ocurre algo ya apuntado por otros autores24, y es que los sujetos tienden a considerar su nivel de funcionamiento en el área de soporte social más deteriorado que los informantes. En las restantes dimensiones podemos concluir que las puntuaciones de los informantes pueden considerarse no sesgadas y representativas de las de los sujetos.
El análisis de la consistencia interna en el cuestionario CVA muestra valores del coeficiente alfa que evidencian un alto grado de consistencia interna. No podemos decir lo mismo en el caso del CVA-I, cuestionario en el que el análisis de fiabilidad confirma, como ya apuntábamos anteriormente, que, al menos con nuestro cuestionario, la dimensión soporte social no se debe incluir entre las dimensiones a medir a través del informante.
Una de las limitaciones principales de nuestro estudio quizás sea haber seleccionado una muestra procedente del ámbito rural. Sin embargo, la cercanía entre familiares o vecinos en este ámbito es más estrecha que en las ciudades, y podemos decir que si en el medio rural el cuestionario para informantes no resulta útil para medir la dimensión soporte social, probablemente todavía lo sea menos en el medio urbano.
Otra posible limitación es que al ser todos los sujetos de nuestra muestra personas no institucionalizadas, muy pocas de ellas muestran un alto deterioro en las dimensiones estudiadas, y esto puede afectar a los valores de los distintos coeficientes de validez y fiabilidad.
Dado que una de las utilidades de este tipo de instrumentos a veces es establecer prioridades para el ingreso en instituciones que prestan cuidados a ancianos (residencias de día, residencias asistidas, etc.), pensamos que sería útil completar el proceso de validación del cuestionario CVA mediante la valoración de la validez predictiva, al establecer si existe relación entre la puntuación obtenida en el CVA y variables resultado como muerte o ingreso en residencias.
