Evaluación de la fiabilidad y validez de una escala de valoración social en el anciano
Evaluation of the reliability and validity of a scale of social evaluation of the elderly
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Por ello los proveedores de la asistencia tienen la responsabilidad de valorar el funcionamiento social<span class="elsevierStyleSup">1</span>, ya que se considera que: <span class="elsevierStyleItalic">a)</span> el funcionamiento social se correlaciona con el físico y el mental; <span class="elsevierStyleItalic">b)</span> nos permitiría identificar los que poseen sistemas de apoyo poco sólidos o no existentes con el objeto de adoptar medidas preventivas; <span class="elsevierStyleItalic">c)</span> el funcionamiento social es un objetivo en sí mismo, como componente intrínseco del concepto de calidad de vida, y <span class="elsevierStyleItalic">d)</span> permite la evaluación de las actividades emprendidas. </p><p class="elsevierStylePara"> Por otra parte, como respuesta necesaria ante el envejecimiento progresivo de la población, en el ámbito del sistema de salud, hay cada vez mayor número de actividades dirigidas hacia el anciano. Está por ello justificado contar con un instrumento que nos permita tener en cuenta los aspectos sociales, junto a los funcionales o a los psicológicos, a la hora de detectar situaciones de riesgo, emitir un pronóstico, orientar una intervención o efectuar un seguimiento. En el ámbito de la atención al paciente anciano, mientras que la valoración de la capacidad funcional y mental se han desarrollado ampliamente, la consideración del funcionamiento social, como aportación fundamental para una valoración completa es reciente<span class="elsevierStyleSup">2</span>. </p><p class="elsevierStylePara"> En el momento de realizar una valoración social es necesario decidir qué variables o factores se considera necesario incluir<span class="elsevierStyleSup">3</span>. Las dimensiones ligadas a esto hacen referencia a tres aspectos: <span class="elsevierStyleItalic">a)</span> el ajuste ambiental; <span class="elsevierStyleItalic">b)</span> la adaptación personal y el bienestar subjetivo, y <span class="elsevierStyleItalic">c)</span> las interacciones sociales. No existen escalas que permitan estudiar en toda su totalidad la función social. Algunos autores prefieren el uso de un instrumento para cada dimensión<span class="elsevierStyleSup">1</span>, mientras que otros prefieren una valoración semiestructurada<span class="elsevierStyleSup">4-6</span>. Por otra parte, los instrumentos disponibles se superponen a menudo o emplean ítems distintos para medir variables idénticas. Esta situación de confusión impide que haya unos criterios claros para discriminar y utilizar una u otras, y hace difícilmente reproducibles y comparables sus resultados<span class="elsevierStyleSup">7-9</span>. Es por ello que una vez desarrollado un nuevo instrumento<span class="elsevierStyleSup">10</span>, como paso previo antes de proceder a su generalización<span class="elsevierStyleSup">11</span>, debería ser evaluado en cuanto a su fiabilidad y validez. </p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Material y métodos</span></p><p class="elsevierStylePara"> Se realizó un estudio descriptivo y transversal. Para evaluar la fiabilidad, a través de la consistencia interobservador, se realizaron las mediciones con la escala sobre un mismo sujeto por 2 observadores distintos<span class="elsevierStyleSup">12-14</span>. En cuanto a la validez, cada una de las dimensiones asociadas con este concepto tiene implicaciones en la cuestión relativa a la elección del diseño de investigación<span class="elsevierStyleSup">13-15</span>. En nuestro trabajo hemos evaluado la validez de criterio, entendida como de convergencia<span class="elsevierStyleSup">13</span> o concurrente<span class="elsevierStyleSup">14</span>, ya que la predictiva no ha sido objeto de nuestro estudio, contrastando el resultado obtenido por la escala en cada sujeto con el de un patrón de referencia que fue la evaluación social efectuada por un experto<span class="elsevierStyleSup">16 </span>en trabajo social. </p><p class="elsevierStylePara"> Se incluyó en el estudio, como población de referencia, a toda la población mayor de 65 años perteneciente a las 6 zonas básicas de salud participantes en el estudio, e inscritos como usuarios de los EAP correspondientes. Como criterios de exclusión se tuvieron en cuenta los siguientes: personas desplazadas y/o ausentes, por tiempo superior a un mes; personas institucionalizadas en hospitales o residencias de ancianos; enfermos terminales. <img src="27234341.JPG" width="324" height="410" alt="27234341"></img></p><p class="elsevierStylePara"> Se calculó una muestra cuyo tamaño, para un nivel de confianza (Z<span class="elsevierStyleInf">*</span><span class="elsevierStyleInf">/2</span>) del 95% y precisión (CI) del 0,07, resultó de 787 individuos. Sobre este número inicial, y en previsión de unas pérdidas del 35%, se añadieron como reservas 275 más, totalizando 1.062 individuos. El muestreo se efectuó a partir del censo o lista numerada de la población elegible (procedente de la información existente en la base de datos de la tarjeta sanitaria individual y del sistema informático de centros de atención primaria [SICAP]), por muestreo aleatorio simple mediante una tabla de números aleatorios. </p><p class="elsevierStylePara"> El instrumento de medida lo constituyó la escala de valoración social en el anciano, desarrollada por nuestro grupo de trabajo, en cuyos contenidos se incluyen 5 ítems o variables (tabla 1) con 5 posibles categorías en cada una de ellos, estableciendo un gradiente desde la situación social ideal, o ausencia de problemática (categoría 1), hasta la objetivación de alguna circunstancia o problema social (categoría 5). En todo caso los ítems tratan de recoger situaciones fácilmente objetivables como indicadores sociales. La escala se elaboró en una primera fase mediante técnicas de consenso entre los trabajadores sociales que constituían el equipo de investigación, junto a otros profesionales del mismo campo de nuestra comunidad autónoma. Con la escala se pretende identificar situaciones tanto de problema social, definido como una situación consolidada, difícilmente modificable, del individuo o del entorno que rompe la interacción entre ambos, impidiendo que éste satisfaga sus necesidades básicas<span class="elsevierStyleSup">17</span>, como de riesgo social, entendido como la presencia de determinadas características (entre las recogidas en la escala) que dificultan la relación del individuo con su entorno y que produce un incremento en la susceptibilidad a contraer enfermedad psíquica y orgánica, o a la aparición de un problema social<span class="elsevierStyleSup">17</span>. La escala se administró en el domicilio, en forma de entrevista estructurada, con preguntas no formalizadas y abiertas a criterio del entrevistador, recogiéndose posteriormente el resultado en alguna de las categorías de los ítems, de forma que mediante la suma de los resultados parciales de cada ítem se obtiene una puntuación global para el conjunto de la escala. Si bien por razones de operatividad los observadores coincidían en el tiempo, en la visita al domicilio, la escala se aplicaba por separado, de forma independiente y ciega, así como la posterior valoración y traslado a alguna de las categorías de los ítems. Como criterio de referencia, para evaluar la validez, se incluyó una valoración posterior del riesgo social, mediante una entrevista en profundidad no estructurada por un profesional con experiencia<span class="elsevierStyleSup">16</span>. En nuestro caso, este profesional fue el propio trabajador social del EAP. Otras variables que se tuvieron en cuenta fueron edad, sexo, residencia urbana o rural y tiempo de aplicación de la encuesta. </p><p class="elsevierStylePara"> Antes del comienzo del estudio se efectuó un pilotaje de todo el proceso sobre un número reducido de individuos (10 personas por centro) pertenecientes a la población diana con el fin de identificar los problemas operativos no previstos en el protocolo, formación y unificación de criterios por los encuestadores y valoración de la falta de respuesta. </p><p class="elsevierStylePara"> La escala se administró en el domicilio de la persona encuestada, coincidiendo en el tiempo ambos observadores pero administrando la escala de forma autónoma e independiente. Si la persona elegida, en función de su estado, estaba incapacitada para responder a las cuestiones planteadas por la escala, se efectuó la encuesta a su cuidador principal. </p><p class="elsevierStylePara"> Los resultados fueron introducidos en una base de datos (DBase III) para su posterior análisis estadístico. Para la fiabilidad se calculó el coeficiente de correlación intraclase entre las puntuaciones obtenidas por ambos observadores, así como el índice kappa<span class="elsevierStyleSup">14,18,19</span>. Con objeto de valorar la consistencia interna de la escala, se calculó el coeficiente alfa de Cronbach<span class="elsevierStyleSup">18</span>. </p><p class="elsevierStylePara"> Para la validez, tomando como referencia o patrón oro la valoración del experto, se calcularon para cada punto de corte de la escala, según los resultados obtenidos por el observador A, los índices de sensibilidad, especificidad, tasa de falsos positivos (1-especificidad), tasa de falsos negativos (1-sensibilidad) y proporciones de probabilidad de un resultado positivo<span class="elsevierStyleSup">20</span>. Dado que el grado de desagregación del patrón de referencia lo permitía, se obtuvieron diferentes resultados, considerando por un lado el conjunto formado por las categorías problema y riesgo frente a la categoría normal, y por otro el conjunto riesgo y normal frente a la presencia de problema considerado aisladamente. <img src="27234342.JPG" width="324" height="214"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resultados</span></p><p class="elsevierStylePara"> Se efectuaron un total de 787 entrevistas, correspondiendo 546 (69,3%) a la muestra inicialmente planteada y 241 (30,7%) a los reservas. No se constataron diferencias significativas en cuanto a sexo y edad entre ambos grupos de población (muestra original y reservas). La media de tiempo empleada en la administración de la escala fue de 16,3 minutos (DE, 11,2). </p><p class="elsevierStylePara"> La puntuación media obtenida fue de 10,339 (IC, 10,16-10,51) para el observador A y de 10,258 (IC, 10,06-10,45) para el B. En la valoración efectuada por el criterio de referencia, la prevalencia de problemas sociales fue del 5%, siendo la de riesgo social del 30% de la muestra. En 8 casos (1%) no fue posible realizar la valoración. </p><p class="elsevierStylePara"> La consistencia interobservador medida a través del coeficiente de correlación intraclase fue de 0,957. La concordancia entre las diferentes categorías de los ítems, considerados individualmente, medida mediante el estadístico kappa, oscila en 0,8-0,929 (tabla 2). Se pueden identificar 2 grupos en el conjunto formado por los ítems «situación familiar», «situación económica» y «vivienda» por un lado con concordancias superiores a 0,9, y por otra parte los que se refieren a las «relaciones sociales» y los «apoyos de la red social» con una concordancia en torno a 0,8. </p><p class="elsevierStylePara"> En lo que se refiere a la consistencia interna, la matriz de correlaciones (tabla 3) muestra una correlación entre los ítems que oscila entre un mínimo de 0,019 y un máximo de 0,26 (media, 0,142; rango, 0,25). Las de los ítems A3 (vivienda) y A5 (apoyos de la red social) con el ítem A2 (situación económica) son de: 0,019 y 0,047, mientras que las de los ítems A1 (situación familiar) A4 (relaciones sociales) y A5 (apoyos de la red social) entre sí oscilan en un rango de 0,20-0,269. La relación de cada ítem, considerado individualmente, con el conjunto de la puntuación de la escala expresado nuevamente mediante el coeficiente de correlación (tabla 4) muestra la más baja correlación en los ítems A2 (situación económica) y A3 (vivienda) con el conjunto de la escala (valores de 0,119 y 0,182, respectivamente). </p><p class="elsevierStylePara"> Como indicador global de la consistencia, el coeficiente alfa de Cronbach es de 0,4467 (en una escala de 0-1), identificándose por un lado el conjunto formado por los ítems A1 (situación familiar) A4 (relaciones sociales) y A5 (apoyos de la red social), y por otro el ítem A2 (situación económica) y el A3 (vivienda). <img src="27234343.JPG" width="324" height="483"></img></p><p class="elsevierStylePara"> La validez de criterio de la escala, frente a un patrón de referencia, para la detección de problemas sociales (considerando las categorías de referencia riesgo y normalidad agrupadas) (tabla 5), el rango de valor de las proporciones de probabilidad de la escala oscila en 1-23. Se identifican 3 puntos de corte en la escala: el primero, situado por encima de 10 puntos inclusive, en el que las proporciones de probabilidad de un resultado positivo pasan de 1,61 a 2,14, donde la sensibilidad baja del 91,89 al 83,78, mientras que la especificidad asciende del 42,88 al 60,79. El segundo punto se podría localizar en puntuaciones superiores a 13 inclusive; en él las proporciones de probabilidad pasan de 3,34 en el punto a 5,22 justo por encima; la sensibilidad desciende del 64,86 a 59,46, y la especificidad aumenta de 80,6 a 88,6. Finalmente, el último punto de corte se puede situar por encima de 16 inclusive, al pasar las proporciones de probabilidad de 8,6 a 14,9. </p><p class="elsevierStylePara"> Si se analiza el comportamiento de la escala para la detección del riesgo o problemática social (en este caso se agruparían ambas categorías del criterio de referencia) frente a la situación de normalidad (tabla 5), el rango de variación de las proporciones de probabilidad oscila de uno a infinito. Se identifican cuatro niveles de corte: el de 10 puntos inclusive (cambio de las proporciones de probabilidad, 1,9-2,5), de 13 inclusive (cambio de las proporciones de probabilidad, 4,2-7,5) y de 15 inclusive (cambio de las proporciones de probabilidad, 8,6-77,9), de 16 inclusive (cambio de las proporciones de probabilidad, 77,9 a infinito). </p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Discusión</span></p><p class="elsevierStylePara"> Nuestros resultados muestran una excelente fiabilidad de la escala, con coeficientes de correlación intraclase muy elevados entre las puntuaciones totales obtenidas por cada observador, sin que los resultados sean modificados por la variabilidad interobservador. En lo que se refiere a los ítems individualmente considerados, existe también una buena concordancia entre los mismos, con coeficientes kappa por encima de 0,8, lo que puede considerarse también bueno<span class="elsevierStyleSup">12</span>. </p><p class="elsevierStylePara"> Otros aspectos que se tienen en cuenta al valorar la fiabilidad son la consistencia interna de la escala u homogeneidad<span class="elsevierStyleSup">14</span>. En nuestros resultados existe una consistencia interna moderada a pequeña, medida a través del coeficiente alfa de Cronbach o de la matriz de correlaciones, identificándose por un lado el conjunto formado por los ítems que reflejan la situación familiar, las relaciones sociales y los apoyos de la red social, y por otro aquellos que tienen en cuenta la situación económica y la vivienda. A pesar de esta falta de homogeneidad interna en la escala, consideramos que tiene una importancia relativa, dado que su fin es más discriminativo<span class="elsevierStyleSup">14</span> que descriptivo, por lo que en su diseño se han incluido variables o ítems que miden dimensiones diferentes. Este hecho se debe a que la valoración social está determinada por un conjunto de variables muy diferentes entre sí<span class="elsevierStyleSup">1-3 </span>que influyen en ésta, por lo que no es fácil obtener un instrumento con un alto grado de coherencia. Así, por ejemplo, la situación económica y de la vivienda tienen un gran peso en la situación social, por lo que no sería correcto prescindir de ellos a la hora de hacer una valoración, aunque su inclusión en el instrumento le reste coherencia interna. </p><p class="elsevierStylePara"> En cuanto a la validez de la escala frente a un criterio de referencia (validez de criterio), nuestros resultados no han conseguido establecer unos puntos de corte con suficiente capacidad discriminativa, ya que los valores de sensibilidad y especificidad no lo permiten (cuando se incrementa la sensibilidad disminuye de forma acentuada la especificidad y a la inversa). Sin embargo, el cálculo de las proporciones de probabilidad sí nos permite ofrecer un instrumento válido para su uso en la práctica asistencial, ya que para cada nivel de la escala obtenemos un valor que permite estimar las posibilidades de que exista un trastorno objetivo frente a que no exista<span class="elsevierStyleSup">20</span>. Las proporciones de probabilidad permiten además calcular con una sencilla fórmula<span class="elsevierStyleSup">15,20</span> los valores predictivos en función de la prevalencia del problema en nuestro ámbito de trabajo. En función de estos valores de las proporciones de probabilidad, de los rangos que alcanzan, consideramos que la escala es más útil en la detección de riesgo social (el rango de variación de las proporciones de probabilidad es más amplio) que en el de problema social. Por otra parte, es necesario señalar que en cualquier valoración social puede haber dificultad para identificar una u otra situación. Además la escala permite captar a todas las personas en situación susceptible de intervención, y aunque incluya también a falsos positivos, desde el punto de vista del trabajo social podría ser preferible captar situaciones desfavorables por exceso que por defecto, de modo que el nivel de corte de elección podría ser aquel en el que se primasen las sensibilidades altas en detrimento de la especificidad. </p><p class="elsevierStylePara"> Se podría cuestionar el criterio elegido como «patrón oro», ya que hemos optado por que éste sea la opinión de un experto que evaluaría también bajo sus criterios profesionales al sujeto de estudio<span class="elsevierStyleSup">16,20</span>, contrastando los resultados de su observación con los obtenidos por la administración de la escala por encuestadores no especializados. Esta opción plantea como problema la existencia de un sesgo si los criterios que valora el experto son los mismos o muy similares a los que la escala presenta<span class="elsevierStyleSup">21</span>, cuestión por otro lado difícil de evitar. Sin embargo, esta elección se justifica en nuestro caso por la falta de un patrón de referencia claro en la literatura consultada<span class="elsevierStyleSup">22-28</span>, ya que la mayoría de las escalas existentes sólo evalúan aspectos parciales, y en cualquier caso también exigirían una validación previa de las mismas. A nuestro juicio el principal problema que se plantea entonces es la unificación de criterios entre los expertos que intervienen. La solución estaría en que fuesen un número reducido, y que existiese una discusión y coordinación previa de los criterios de evaluación, cuestión que hemos llevado a cabo en nuestro protocolo de investigación. Otros sesgos que pueden afectar a este tipo de estudios, como el <span class="elsevierStyleItalic">«work-up bias»</span> o el <span class="elsevierStyleItalic">«diagnostic-review bias»</span><span class="elsevierStyleSup">21</span>, además de los ya comentados sobre la contaminación del criterio, o el uso de un espectro adecuado de casos, consideramos que no son de aplicación o han sido controlados en el diseño del estudio mediante el uso de técnicas ciegas. </p><p class="elsevierStylePara"> Si bien la coincidencia en el tiempo de los observadores en el momento de la administración de la escala podría haber provocado en parte la alta concordancia obtenida en la variabilidad interobservador, por «contaminación» o por «recuerdo de las respuestas», consideramos que estos efectos han sido en todo caso pequeños, ya que la valoración propiamente dicha, y su posterior traslado a las categorías de la escala se efectuaba de forma independiente y ciega entre los encuestadores, lo que elimina a nuestro juicio la posibilidad de «contaminación» entre las valoraciones. En cuanto al efecto de «recuerdo», creemos que no puede ser muy importante en la medida en que la escala recoge en parte situaciones objetivas (ítems «situación familiar» y «situación económica») o fácilmente objetivables por observación directa (ítem «vivienda»), y no sometidas a la variabilidad o al recuerdo de las respuestas por el sujeto encuestado. Además los ítems más subjetivos como «relaciones sociales» y «apoyos de la red social» también son precisamente los que presentan peor concordancia. </p><p class="elsevierStylePara"> En nuestro trabajo no hemos analizado otras dimensiones de la validez como las de contenido, la de constructo (cuestiones que de modo no formalizado en el estudio sí han sido tenidas en cuenta en la fase de diseño de la escala a través de la participación de expertos en la misma) o la validez predictiva, cuyo estudio sería más apropiado con otro tipo de diseños<span class="elsevierStyleSup">13</span> como los longitudinales, y cuestiones que quedan pendientes como líneas de investigación. </p><p class="elsevierStylePara"> La escala propuesta recoge ítems exclusivamente referidos a aspectos sociales, en sus diferentes dimensiones<span class="elsevierStyleSup">1</span>, como las relaciones sociales, el ajuste ambiental (situación económica y vivienda) y el soporte o la red social, dentro de lo que serían las interacciones sociales. Un hecho diferencial con otras escalas es que no existe ninguno que aluda a la capacidad de realizar actividades, ya que este aspecto resulta más ambiguo, existiendo además otras escalas de uso común que pueden medir esa cuestión (por ejemplo, en el ámbito de la valoración funcional)<span class="elsevierStyleSup">1-3</span>, y por la misma razón tampoco se hace referencia en ningún ítem a la adaptación personal, el bienestar subjetivo o la percepción o situación de salud de la persona. </p><p class="elsevierStylePara"> Por ello, a nuestro juicio una aportación de nuestra escala frente a otras publicadas y adaptadas a nuestro contexto<span class="elsevierStyleSup">21-28</span> es su orientación específica hacia la valoración social en el anciano. Así, por ejemplo, la escala OARS<span class="elsevierStyleSup">23</span>, de la que se ha hecho recientemente una versión española<span class="elsevierStyleSup">28</span>, incluye al lado de ítems que reflejan la situación social, como la red social o los recursos económicos, otros que no tienen nada que ver caso de la salud mental, la salud física o la capacidad de autocuidado. Aunque su ventaja estriba en reunir varios instrumentos en uno solo, creemos que a pesar de su fiabilidad y validez demostradas tienen como inconveniente su complejidad en el momento de su aplicación práctica. Otras de las escalas publicadas valoran aspectos parciales caso de la función familiar<span class="elsevierStyleSup">22</span> (Family Apgar) o el apoyo social funcional<span class="elsevierStyleSup">24,25</span> (Duke-UNC-11), habiendo sido validadas en población general más que específicamente en ancianos. En este último caso, nuestros resultados son superiores en lo que se refiere a la fiabilidad (a través del coeficiente de correlación intraclase), siendo mucho mayor su consistencia interna como cabe esperar, ya que sólo contempla una dimensión a medir. Este estudio, si bien incluye el análisis de la validez, lo hace sobre los aspectos de contenido y constructo, y no contempla la validez de criterio como en nuestro caso. En algunas escalas la utilización parece orientarse más al ámbito de instituciones residenciales u hospitales<span class="elsevierStyleSup">26</span> que al comunitario, o pretenden evaluar el riesgo de dependencia<span class="elsevierStyleSup">27</span>, incluyendo aspectos sanitarios. Finalmente, otra aproximación a la problemática social en la práctica asistencial podría ser a través de la recogida de indicadores sociales y sociodemográficos<span class="elsevierStyleSup">17</span>, pero a nuestro juicio este uso se circunscribe más a estudios poblacionales que al conocimiento de las situaciones individuales. </p><p class="elsevierStylePara"> En conclusión, la escala que se presenta en nuestro estudio, como instrumento de medida, permite la detección de situaciones de riesgo o problemática social con un grado de fiabilidad alto y de validez aceptable, y aunque sin entrar en su validez predictiva permitiría constatar además modificaciones de la situación social a través del tiempo; tanto en el ámbito general como específico para cada uno de los ítems. Como un instrumento específico de medición de la situación social, creemos que la escala es útil para su incorporación en la práctica asistencial de los profesionales que trabajan en la atención social o sanitaria de las personas ancianas. </p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Agradecimientos</span></p><p class="elsevierStylePara"> Este trabajo ha sido realizado gracias a las siguientes becas de investigación y ayudas: </p><p class="elsevierStylePara"> ­ Fundación Mapfre Medicina. Beca de Investigación del Área Social 94/95. </p><p class="elsevierStylePara"> ­ Sociedad Española de Geriatría y Gerontología. Becas de formación 1996. </p><p class="elsevierStylePara"> ­ Fondo de Investigaciones Sanitarias. Beca de Investigación Expediente n.º 97/0104. </p>" "tienePdf" => false "PalabrasClave" => array:2 [ "es" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Palabras clave" "identificador" => "xpalclavsec197413" "palabras" => array:5 [ 0 => "Validez" 1 => "Fiabilidad" 2 => "Escalas" 3 => "Valoración social" 4 => "Anciano" ] ] ] "en" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Keywords" "identificador" => "xpalclavsec197414" "palabras" => array:5 [ 0 => "Validity" 1 => "Reliability" 2 => "Scales" 3 => "Social evaluation" 4 => "The elderly" ] ] ] ] "tieneResumen" => true "resumen" => array:2 [ "es" => array:1 [ "resumen" => "<p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objetivos</span>. Analizar la fiabilidad y validez de una escala de valoración social en el anciano. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Diseño</span>. Estudio descriptivo transversal. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Emplazamiento</span>. Atención primaria. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Pacientes</span>. Muestra de 1.062 individuos entre la población mayor de 65 años. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Intervenciones</span>. La escala evaluada consta de 5 ítems (situación familiar, económica, vivienda, relaciones y apoyo social), obteniendo una puntuación global. La fiabilidad se evaluó por entrevista con 2 observadores, y la validez mediante el contraste de la puntuación obtenida por la escala con un criterio de referencia que consistió en una valoración independiente y ciega por un experto en trabajo social. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Mediciones y resultados principales</span>. El coeficiente de correlación intraclase (fiabilidad interobservador) fue de 0,957. El coeficiente alfa de Cronbach es de 0,4467, lo que denota una consistencia interna moderada a pequeña. Respecto a la validez de criterio, se calculan sensibilidad y especificidad. No obstante, para la detección de problemas sociales en la práctica asistencial, resultan más útiles las proporciones de probabilidad para diferentes niveles de la escala, que oscilan en un rango de 1-23, mientras que para la detección del riesgo social lo hacen entre uno e infinito. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Conclusiones</span>. La escala que se presenta en nuestro estudio, como instrumento de medida, permite la detección de situaciones de riesgo o problemática social con un grado de fiabilidad alto y de validez aceptable, siendo útil para su incorporación en la práctica asistencial de los profesionales que trabajan en la atención social o sanitaria de las personas ancianas. </p>" ] "en" => array:1 [ "resumen" => "<p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Objectives</span>. To analyse the reliability and validity of a scale of social evaluation of the elderly. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Design</span>. Descriptive, cross-sectional study. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Setting</span>. Primary care. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Patients</span>. Sample of 1062 people from the over-65 population. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Interventions</span>. The scale evaluated has five items (family situation, economic situation, housing, relationships and social support), and an overall score is obtained. Its reliability was evaluated by an interview with two observers, and validity by contrasting the score obtained on the scale with a reference criterion of an independent, blind assessment by a social work expert. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Measurements and main results</span>. The intraclass correlation coefficient (inter-observer reliability) was 0.957. The Cronbach alfa coefficient was 0.4467, which denoted moderate to low internal consistency. Sensitivity and specificity were calculated for the validity of the criterion. Nevertheless, to detect social problems in care practice, probability proportions for different levels on the scale were more useful. These ranged from 1 to 23, while in the detection of social risk they ranged from 1 to infinity. </p> <p class="elsevierStylePara"> <span class="elsevierStyleItalic">Conclusions</span>. The scale studied by us as a measuring instrument enables risk situations and social problems to be detected with good reliability and acceptable validity. It should be introduced into the care practice of professionals working in the social or health care of the elderly. </p>" ] ] "bibliografia" => array:2 [ "titulo" => "Bibliografía" "seccion" => array:1 [ 0 => array:1 [ "bibliografiaReferencia" => array:28 [ 0 => array:3 [ "identificador" => "bib1" "etiqueta" => "1" "referencia" => array:1 [ 0 => array:2 [ "referenciaCompleta" => "Measures of social functioning in long-term care. En: Kane RA, Kane RL, eds. Assessing the elderly. 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Información del artículo
ISSN: 02126567Idioma original: Español
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| 2024 Abril | 172 | 0 | 172 |
| 2024 Marzo | 182 | 1 | 183 |
| 2024 Febrero | 172 | 3 | 175 |
| 2024 Enero | 228 | 11 | 239 |
| 2023 Diciembre | 163 | 3 | 166 |
| 2023 Noviembre | 226 | 8 | 234 |
| 2023 Octubre | 246 | 3 | 249 |
| 2023 Septiembre | 214 | 5 | 219 |
| 2023 Agosto | 116 | 4 | 120 |
| 2023 Julio | 211 | 3 | 214 |
| 2023 Junio | 270 | 2 | 272 |
| 2023 Mayo | 328 | 5 | 333 |
| 2023 Abril | 56 | 0 | 56 |
| 2023 Marzo | 269 | 0 | 269 |
| 2023 Febrero | 211 | 0 | 211 |
| 2023 Enero | 138 | 1 | 139 |
| 2022 Diciembre | 160 | 0 | 160 |
| 2022 Noviembre | 245 | 0 | 245 |
| 2022 Octubre | 212 | 0 | 212 |
| 2022 Septiembre | 154 | 2 | 156 |
| 2022 Agosto | 113 | 0 | 113 |
| 2022 Julio | 104 | 0 | 104 |
| 2022 Junio | 154 | 0 | 154 |
| 2022 Mayo | 193 | 0 | 193 |
| 2022 Abril | 156 | 0 | 156 |
| 2022 Marzo | 177 | 0 | 177 |
| 2022 Febrero | 154 | 2 | 156 |
| 2022 Enero | 161 | 0 | 161 |
| 2021 Diciembre | 200 | 0 | 200 |
| 2021 Noviembre | 254 | 2 | 256 |
| 2021 Octubre | 254 | 0 | 254 |
| 2021 Septiembre | 235 | 2 | 237 |
| 2021 Agosto | 153 | 0 | 153 |
| 2021 Julio | 151 | 1 | 152 |
| 2021 Junio | 233 | 1 | 234 |
| 2021 Mayo | 268 | 2 | 270 |
| 2021 Abril | 647 | 19 | 666 |
| 2021 Marzo | 389 | 1 | 390 |
| 2021 Febrero | 200 | 1 | 201 |
| 2021 Enero | 235 | 0 | 235 |
| 2020 Diciembre | 205 | 2 | 207 |
| 2020 Noviembre | 248 | 0 | 248 |
| 2020 Octubre | 181 | 2 | 183 |
| 2020 Septiembre | 137 | 1 | 138 |
| 2020 Agosto | 163 | 6 | 169 |
| 2020 Julio | 170 | 0 | 170 |
| 2020 Junio | 222 | 3 | 225 |
| 2020 Mayo | 306 | 14 | 320 |
| 2020 Abril | 267 | 4 | 271 |
| 2020 Marzo | 246 | 1 | 247 |
| 2020 Febrero | 257 | 0 | 257 |
| 2020 Enero | 254 | 0 | 254 |
| 2019 Diciembre | 214 | 4 | 218 |
| 2019 Noviembre | 311 | 0 | 311 |
| 2019 Octubre | 372 | 1 | 373 |
| 2019 Septiembre | 309 | 0 | 309 |
| 2019 Agosto | 280 | 0 | 280 |
| 2019 Julio | 327 | 0 | 327 |
| 2019 Junio | 361 | 3 | 364 |
| 2019 Mayo | 538 | 0 | 538 |
| 2019 Abril | 519 | 3 | 522 |
| 2019 Marzo | 485 | 0 | 485 |
| 2019 Febrero | 407 | 2 | 409 |
| 2019 Enero | 361 | 1 | 362 |
| 2018 Diciembre | 411 | 7 | 418 |
| 2018 Noviembre | 292 | 6 | 298 |
| 2018 Octubre | 206 | 3 | 209 |
| 2018 Septiembre | 132 | 0 | 132 |
| 2018 Agosto | 75 | 1 | 76 |
| 2018 Julio | 89 | 0 | 89 |
| 2018 Junio | 154 | 0 | 154 |
| 2018 Mayo | 172 | 0 | 172 |
| 2018 Abril | 204 | 0 | 204 |
| 2018 Marzo | 124 | 0 | 124 |
| 2018 Febrero | 74 | 0 | 74 |
| 2018 Enero | 53 | 0 | 53 |
| 2017 Diciembre | 78 | 0 | 78 |
| 2017 Noviembre | 135 | 0 | 135 |
| 2017 Octubre | 105 | 0 | 105 |
| 2017 Septiembre | 69 | 0 | 69 |
| 2017 Agosto | 52 | 0 | 52 |
| 2017 Julio | 72 | 0 | 72 |
| 2017 Junio | 141 | 0 | 141 |
| 2017 Mayo | 162 | 3 | 165 |
| 2017 Abril | 147 | 7 | 154 |
| 2017 Marzo | 222 | 0 | 222 |
| 2017 Febrero | 416 | 0 | 416 |
| 2017 Enero | 139 | 0 | 139 |
| 2016 Diciembre | 152 | 3 | 155 |
| 2016 Noviembre | 215 | 1 | 216 |
| 2016 Octubre | 185 | 1 | 186 |
| 2016 Septiembre | 184 | 0 | 184 |
| 2016 Agosto | 133 | 2 | 135 |
| 2016 Julio | 105 | 9 | 114 |
| 2016 Junio | 167 | 0 | 167 |
| 2016 Mayo | 188 | 5 | 193 |
| 2016 Abril | 177 | 0 | 177 |
| 2016 Marzo | 190 | 4 | 194 |
| 2016 Febrero | 124 | 3 | 127 |
| 2016 Enero | 140 | 1 | 141 |
| 2015 Diciembre | 103 | 0 | 103 |
| 2015 Noviembre | 107 | 0 | 107 |
| 2015 Octubre | 126 | 1 | 127 |
| 2015 Septiembre | 75 | 0 | 75 |
| 2015 Agosto | 83 | 0 | 83 |
| 2015 Julio | 68 | 0 | 68 |
| 2015 Junio | 45 | 0 | 45 |
| 2015 Mayo | 57 | 0 | 57 |
| 2015 Abril | 44 | 0 | 44 |
| 2015 Marzo | 30 | 0 | 30 |
| 2015 Febrero | 8 | 0 | 8 |
| 2015 Enero | 21 | 0 | 21 |
| 2014 Diciembre | 22 | 0 | 22 |
| 2014 Noviembre | 10 | 0 | 10 |
| 2014 Octubre | 20 | 0 | 20 |
| 2014 Septiembre | 24 | 0 | 24 |
| 2014 Agosto | 12 | 0 | 12 |
| 2014 Julio | 25 | 0 | 25 |
| 2014 Junio | 7 | 0 | 7 |
| 2014 Mayo | 12 | 0 | 12 |
| 2014 Abril | 6 | 0 | 6 |
| 2014 Marzo | 13 | 0 | 13 |
| 2014 Febrero | 14 | 0 | 14 |
| 2014 Enero | 9 | 0 | 9 |
| 2013 Diciembre | 8 | 0 | 8 |
| 2013 Noviembre | 19 | 0 | 19 |
| 2013 Octubre | 30 | 0 | 30 |
| 2013 Septiembre | 27 | 0 | 27 |
| 2013 Agosto | 10 | 0 | 10 |
| 2013 Julio | 3 | 0 | 3 |
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