Validación transcultural de la Escala de Sentido de Coherencia de Antonovsky (OLQ-13) en ancianos mayores de 70 años

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Algunas de estas personas mostraban un sorprendente nivel de salud física y psicológica, pese a la experiencia traumática que habían sufrido. Sensu stricto, el SOC no se considera un estilo de afrontamiento, sino una capacidad general de percibir experiencias vitales que permite actuar de forma constructiva en situaciones desfavorables. Según Antonovsky, «el individuo con un SOC elevado selecciona el tipo de estrategia de afrontamiento que resulta más apropiada en función del estresor ante el que se encuentra»1. Para Antonovsky, el constructo se escinde en 3 dominios cognitivos estrechamente relacionados2: comprensibilidad, manejabilidad y significación. La comprensibilidad se caracteriza por percibir de forma estructurada, predecible y explicable la estimulación procedente del ambiente tanto interno como externo del individuo; la manejabilidad indica que los recursos para alcanzar las demandas planteadas por tal estimulación están disponibles, y la significación hace referencia a que el individuo percibe esas demandas como desafíos merecedores de esfuerzo e implicación1.El SOC ha demostrado ser una variable asociada con resultados de salud en muestras clínicas y no clínicas. Un nivel elevado de SOC se relaciona significativamente con la recuperación de estados depresivos3,4, un mayor nivel de funcionamiento en población general5 y una menor mortalidad por cualquier causa6, por mencionar sólo algunos ejemplos.De acuerdo con el modelo original de Antonovsky1, hay 3 mecanismos mediante los cuales el SOC favorece el estado objetivo y percibido de salud física, mental y social: a) los individuos con SOC elevado tienen menor riesgo de percibir situaciones desfavorables como estresantes, lo que les protege de los efectos negativos del estrés sobre el estado de salud; b) la percepción de «controlabilidad», que subyace a los componentes del SOC, tiene efectos fisiológicos protectores, y c) las personas con SOC alto tienen una mayor probabilidad de adoptar conductas saludables (p. ej., practicar ejercicio físico o abstenerse del consumo de drogas). La literatura médica indica que los individuos con SOC elevado presentan un nivel de salud autorreferido más estable ante recientes acontecimientos vitales de carácter estresante7 y un mejor funcionamiento inmunológico ante acontecimientos estresantes en edades avanzadas8 (p. ej., protección frente al estrés y mejor funcionamiento fisiológico), tienen un mayor grado de control glucémico en el caso de los diabéticos9, acuden con mayor frecuencia al dentista10 y presentan un mayor cumplimiento de los programas de rehabilitación11 (conductas saludables). Estos hallazgos dan fundamento empírico al modelo teórico original del SOC. Ericsson y Lindström12 han realizado una revisión actualizada de la relación del SOC con la salud.La escala que mide el SOC es el Orientation to Life Questionnaire de 29 ítems13. Paralelamente, el autor original propone una medida abreviada de 13 ítems. Además, Lundberg y Nyström-Peck14 han elaborado una escala reducida de 3 ítems.En este estudio presentamos la validación del OLQ de 13 ítems en una muestra de poblaciones ancianas procedentes de 8 localidades españolas. La evaluación del SOC ha demostrado un notable valor heurístico en el estudio del impacto de los factores personales en la discapacidad y el funcionamiento de personas de edad avanzada15. Los objetivos originales de este trabajo han sido: a) realizar una adaptación y validación específicas del OLQ-13 para población anciana española, y b) extraer las propiedades métricas del instrumento, incluidas la viabilidad, aceptabilidad, asunciones escalares, fiabilidad, estructura factorial, validez de constructo (validez convergente, análisis diferenciales, correlación entre dominios) y precisión. Este estudio se añade a la creciente literatura metodológica relacionada con estados de salud en ancianos16.Sujetos y métodoParticipantesParticipó en el estudio una muestra de poblaciones integrada por sujetos que habían participado en estudios puerta a puerta sobre prevalencia de demencia realizados en España17. En total eran 487 y procedían de las localidades de Bidasoa (n = 55), El Prat (n = 60), Girona (n = 78), Getafe (n = 100), Pontevedra (n = 62), Santiago (n = 45), Segovia (n = 27) y Zaragoza (n = 60). El OLQ-13 se administró en el contexto de una investigación epidemiológica sobre el estado de salud y el funcionamiento de los ancianos en España. Los participantes firmaron el consentimiento informado, de acuerdo con las directrices de la Declaración de Helsinki y los comités éticos locales. El OLQ-13 formaba parte de una entrevista de 1 h de duración y lo administraba verbalmente un psicólogo o médico en una segunda visita al hogar o lugar de residencia del participante. De la muestra inicial se excluyó a las personas con una puntuación total corregida en la adaptación española del Mini-Examen Cognitivo18 inferior a 24 puntos, así como a aquellos cuya puntuación debiese corregirse sobre una puntuación total posible menor de 28 puntos. La muestra quedó reducida a 419 sujetos (250 mujeres), que tenían una edad media (desviación estándar) de 80,76 (5,71) años. Sus características sociodemográficas se recogen en la tabla 1.<img src="2v128n13-13100935tab01.gif"></img>MétodosAdaptación transcultural. El OLQ se ha traducido a 33 idiomas y se ha utilizado en al menos 33 países, lo cual es indicio de su aplicabilidad en distintas culturas. La versión de 29 ítems fue traducida y validada por Moreno et al19 en una muestra española de 161 alumnos de una escuela de adultos. En dicho estudio la escala demostró una fiabilidad adecuada (* de Cronbach = 0,83; extrayendo los 13 ítems de la versión abreviada, la fiabilidad resultó de 0,82; Moreno, comunicación personal). Además, se observaron correlaciones negativas significativas entre el SOC y las puntuaciones en escalas de síntomas físicos y psicológicos (r = 0,28 a 0,46; p < 0,001), lo que apoya la validez de la versión española. Pese a ello, esta adaptación no describe el uso de estrategias específicas de adaptación transcultural de escalas, tales como la retrotraducción. Esta circunstancia, añadida a la peculiaridad de nuestra muestra población anciana con bajo nivel medio de instrucción, motivó la preparación de una nueva escala directamente a partir de la versión original (anexo 1). La escala fue traducida del inglés al castellano y del castellano al inglés sucesivamente por 2 expertos independientes. Un especialista en inglés científico certificó la igualdad de las versiones original y retrotraducida después de mínimas modificaciones. Además, se modificaron algunos giros lingüísticos del texto introductorio y del enunciado de los ítems con objeto de hacer el lenguaje accesible a una muestra con bajo nivel de instrucción.Instrumentos. Al objeto de realizar análisis de la validez de constructo del OLQ-13 se administraron concurrentemente los siguientes instrumentos:1. Euro-D. Escala de 12 ítems, que evalúa las manifestaciones anímicas y físicas de la depresión. Este instrumento dispone de un amplio estudio de validación en población anciana, incluida una muestra española. Su consistencia interna se ha estimado en un * de Cronbach de 0,72. Las puntuaciones en esta escala han demostrado asociaciones significativas con discapacidad funcional (ß = 0,16-0,37) y presencia de enfermedades crónicas (ß = 0,08-0,20)20.2. EuroQoL (5Q-5D). Es una escala autorreferida de calidad de vida relacionada con la salud, que incluye 5 ítems con 3 niveles de respuesta sobre movilidad, cuidado personal, actividades cotidianas, dolor/malestar y ansiedad/depresión. De las combinaciones entre niveles de respuesta y áreas evaluadas resultan 243 estados de salud posibles. Los valores sumariales se obtuvieron de acuerdo con la técnica de equivalencia temporal, que permite la estimación de un valor entre 0 y 1 para cada uno de los estados de salud en función de su preferencia social estimada con referencia a un estado de «muerte» (0). El grado de preferencia social se ha estimado en estudios poblacionales según variables sociodemográficas y estados de salud. La escala dispone de amplios estudios de validación en Europa y España21. La versión española del sistema descriptivo del 5Q-5D ha demostrado ser válida para diferenciar grupos según variables sociodemográficas y estados de salud, así como para caracterizar la calidad de vida relacionada con la salud en diversas enfermedades22,23.3. WHODAS-12. Este instrumento es la versión abreviada de 12 ítems desarrollada por la Organización Mundial de la Salud para evaluar la discapacidad en el contexto de la Clasificación Internacional de la Discapacidad y el Funcionamiento24,25. La escala evalúa la dificultad autorreferida que el individuo ha tenido durante los últimos 30 días para realizar actividades cotidianas tales como tareas domésticas, participar en la comunidad y relacionarse, caminar distancias largas y concentrarse, entre otras. La versión española se adecuó al rango de valores aceptables de consistencia interna. La versión utilizada de 12 ítems incluye los 2 ítems más discriminativos de las 6 áreas que explora la escala26. El WHODAS-II dispone de estudios de validez en 14 países, en los que se han evidenciado de forma satisfactoria su sensibilidad al cambio y validez predictiva con medidas objetivas de discapacidad27. Además, la escala cuenta con estudios de validez en poblaciones ancianas28,29.4. NEO-PIR. Se incluyó una medida abreviada de neuroticismo compuesta por los ítems 1, 21, 36 y 51 del factor Neuroticismo de la escala NEO-PIR30. Esta medida se ha empleado de forma satisfactoria en la literatura médica como indicador abreviado de afecto negativo y personalidad con tendencia al estrés en poblaciones ancianas31; no obstante, tiene el inconveniente de una consistencia interna muy baja (en nuestra muestra, * Cronbach = 0,34).5. Cuestionario de síntomas y molestias físicas. Elaborado ad hoc para evaluar la presencia de síntomas y molestias físicas en ancianos. El instrumento explora la presencia de 29 síntomas y molestias en los 3 meses previos a la administración. El cuestionario fue cumplimentado por un licenciado en medicina durante la entrevista con el paciente. La puntuación se extrajo sumando el número de síntomas presentes.6. Escala de Impacto Funcional de enfermedades por órganos, aparatos o sistemas (IFE). Este cuestionario se elaboró ad hoc para evaluar el impacto funcional de la enfermedad por sistemas, órganos o aparatos. El instrumento incluye 14 ítems que exploran la presencia de impacto funcional en: aparato circulatorio, aparato respiratorio, laringe, ojos, garganta, nariz y oído, órganos gastrointestinales, hígado, riñón, aparato genital y urinario, sistema musculosquelético y piel, sistema endocrino y metabólico y sistema nervioso. También evalúa la presencia de trastornos de conducta, psiquiátricos, diabetes e hipertensión. El cuestionario fue completado por un licenciado en medicina durante la entrevista con el participante, previo acceso a su documentación clínica.Análisis estadísticoSe estudiaron las propiedades métricas de la escala en las áreas que a continuación se comentan. En cada atributo se detalla el criterio de adecuación según la literatura específica:1. Viabilidad y aceptabilidad: porcentaje de datos ausentes por ítem (límite estándar: 10%; porcentaje total de casos computables > 90%)32,33, diferencia entre rango posible y observado, diferencia entre media y mediana (criterio propuesto: inferior al 10% de la puntuación máxima), efectos suelo y techo (criterio: menos del 15%)34 y desviación (criterio: 1 a +1)35.2. Asunciones escalares: correlaciones ítem-total, corregidas (criterio: r >= 0,30)36, y tasa de éxitos en el análisis de validez convergente/divergente del ítem (multitrait analysis)37.3. Consistencia interna: * de Cronbach para las puntuaciones de los dominios y las puntuaciones totales (criterio: * >= 0,70)38, índice de homogeneidad (criterio: superior a 0,30)39.4. Estructura factorial: análisis factorial exploratorio de componentes principales. Se identificaron la estructura factorial, el porcentaje de variancia explicada y los ítems con saturaciones superiores a 0,30 en los distintos factores. El modelo resultante del análisis factorial exploratorio se usó como guía para realizar un análisis factorial confirmatorio, ya que la literatura médica disponible no propone una estructura factorial consistente que someter a confirmación40. Se obtuvieron los índices de bondad de ajuste *2 de Satorra-Bentler, el RMSEA (criterio: menor de 0,08), el intervalo de confianza del RMSEA (criterio: menor de 0,08) y el NNFI (criterio: mayor de 0,90). Se confeccionó el diagrama de la estructura factorial.5. Validez de constructo. Se estimó la validez convergente con molestias y síntomas, calidad de vida (EuroQoL) y neuroticismo (NEO-PIR), postulando como hipótesis que el OLQ-13 presentaría una asociación moderada (r = 0,30-0,59) con dichas variables41. Se estudió la validez en sucesivos análisis diferenciales por sexo, tramos de edad, nivel de discapacidad (WHODAS-12) y nivel de impacto funcional de enfermedades por órganos, aparatos o sistemas (IFE). La correlación entre dominios se analizó mediante el rango de correlación entre dominios (criterio propuesto: r = 0,30-0,70)32.6. Precisión: error estándar de la medida38, calculado para una sola observación en el tiempo (error están dar de la medida = desviación estándar (check)1 *). Se obtuvo además el cambio mínimo detectable para un nivel de confianza del 95%42.Resultados preliminares de la validaciónLa escala se completó en un tiempo medio (desviación estándar) de 10,87 (6,18) min y fue administrada por un médico o psicólogo. Las propiedades métricas estudiadas se detallan a continuación.Viabilidad y aceptabilidadEl porcentaje de datos computables para el OLQ-13 fue del 86,63%. El intervalo de porcentajes de datos ausentes por ítem fue del 5,7-8,35%. El número de datos ausentes estuvo estrechamente relacionado con el nivel de instrucción analfabetos: 20,51%; primaria incompleta: 14,55%; primaria completa: 11,59%; secundaria o superior: 8,00% (* = 1,00; p = 0,01). La diferencia de datos ausentes entre analfabetos e individuos con formación secundaria o superior resultó significativa (*2 = 1.279,5; p = 0,05).El intervalo de puntuaciones observadas de los ítems coincidió con el intervalo posible de niveles de respuesta de la escala. Las distancias entre media y mediana y el porcentaje del intervalo observado atribuible a esas diferencias (4,68-20,65%), así como los niveles de asimetría (0,98 a 0,75) y los valores de los efectos de techo (5,48-12,27%) y suelo (0,26-0,27%), se hallaron dentro del intervalo establecido (tablas 2 y 3).<img src="2v128n13-13100935tab02.gif"></img><img src="2v128n13-13100935tab03.gif"></img>Asunciones escalaresLos 13 ítems de la escala mostraron medias y desviaciones estándar relativamente homogéneas (medias de 4,60-5,78; desviaciones estándar de 1,54-2,01) (tabla 2). La correlación ítem-total fue superior a 0,30 para todos los ítems, a excepción del 1 (r = 0,25) y el 4 (r = 0,20) (tabla 2). Análogos resultados ofrece la matriz multirrasgo, en la que se aprecia una tasa de éxitos superior para el dominio Significación (tabla 4).<img src="2v128n13-13100935tab04.gif"></img>FiabilidadLa fiabilidad de la escala, estimada con el * de Cronbach, fue de 0,80 para la escala total. La fiabilidad de los dominios fue moderadamente baja (* de Cronbach = 0,57-0,68). Además, los índices de homogeneidad del ítem resultaron moderadamente bajos (tabla 3).Estructura factorialPara realizar el análisis factorial exploratorio se empleó el paquete estadístico SPSS versión 13.0, usando un método de extracción de máxima verosimilitud y rotación Oblimin. El estadístico Kaiser-Meyer-Olkin fue superior a 0,5 (KMO = 0,800) y la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (*2 = 1.151,75; p < 0,001), por lo que los datos que se tenían eran adecuados para realizar el citado análisis. Se obtuvieron 4 factores que explicaban el 65,59% de la variancia total del cuestionario (tabla 5). La distribución y los pesos de los ítems en los diferentes factores se exponen en la tabla 6, donde puede observarse que los factores 3 y 4 están compuestos exclusivamente por un ítem, por lo que podemos considerarlos residuales. De esta forma se puede defender que la estructura del cuestionario es bifactorial: por un lado, los ítems que se engloban en la dimensión Significación (ítems 7, 12, 10, 1 y 4), y, por otro, un conjunto de los ítems de Manejabilidad y Comprensibilidad (ítems 9, 8, 6, 5, 13, 11, 2 y 3).<img src="2v128n13-13100935tab05.gif"></img>Para comprobar la estructura bifactorial expuesta anteriormente se realizó un análisis factorial confirmatorio empleando el programa LISREL versión 8.30. Los indicadores del ajuste del modelo parecen reforzar la idea de la existencia de una estructura bifactorial. El valor de *2 de Satorra-Bentler es de 106,10 con 63 grados de libertad, y el RMSEA es de 0,043, quedando muy lejos del límite superior de 0,08. El intervalo de este mismo estadístico con un nivel de confianza del 90% oscila entre 0,029 y 0,058 (sin superar el límite superior de 0,08) y el NNFI es igual a 0,92 (superando el límite de 0,90). El diagrama de la estructura factorial del cuestionario se puede apreciar en la figura 1.<img src="2v128n13-13100935tab06.gif"></img>Fig. 1. Modelo bifactorial de la Escala de Sentido de Coherencia de Antonovsky (OLQ-13). Todos los parámetros estimados son estadísticamente significativos (*2 = 106,10; p < 0,001; RMSEA = 0,043).Validez de constructoEn nivel de SOC presentó correlaciones significativas, cuya magnitud osciló entre 0,17 y 0,36 con el nivel de síntomas y molestias, nivel de depresión y calidad de vida (tabla 5). Las hipótesis planteadas sobre la magnitud de la validez convergente con estas variables se cumplieron para el nivel de síntomas y molestias, depresión y calidad de vida. Las correlaciones presentaron la dirección planteada en el plano teórico por el constructo: a mayor SOC, menor nivel de síntomas autorreferidos, de depresión y de neuroticismo, y mayor nivel de calidad de vida relacionada con la salud (tabla 7).<img src="2v128n13-13100935tab07.gif"></img><img src="2v128n13-13100935tab08.gif"></img>Análisis diferencialesLas puntuaciones en SOC se compararon por grupos divididos por sexo, edad, nivel de discapacidad (WHODAS-12) y nivel de IFE. Los resultados mostraron que los varones presentaban un nivel ligeramente superior de SOC, diferencia que no fue estadísticamente significativa para ninguno de los dominios, aunque sí para la puntuación total (U = 1.575; p < 0,05).En la tabla 8 se observa cómo las puntuaciones del OLQ-13 aumentan de forma uniforme y positiva con la edad; las diferencias resultaron significativas para la puntuación total y para los dominios, a excepción del de Significación. Análogos resultados se obtuvieron con respecto al nivel de discapacidad, que presentó un gradiente decreciente con respecto a los niveles de SOC; los niveles mínimos se observaron en el grupo de individuos con mayores puntuaciones en discapacidad (tabla 8).<img src="2v128n13-13100935tab09.gif"></img>Con respecto al nivel IFE, se dividió la muestra en 2 grupos: individuos sin ninguna afectación funcional e individuos con impacto funcional de moderado a muy grave en uno o más órganos. Los individuos con IFE presentaron un nivel de SOC inferior al de los individuos no afectados (media de 68,77 frente a 73,00), diferencia que fue significativa (U = 11.783; p < 0,01). Las diferencias fueron también significativas y se reprodujeron en el mismo sentido en los dominios de la escala, a excepción del de Manejabilidad, en el que no hubo diferencias significativas.Correlación entre dominios y precisiónLa correlación entre los 3 dominios del test osciló entre 0,37 y 0,65, encontrándose por tanto dentro del intervalo propuesto de valores utilizables.El error estándar de la medida para la puntuación total fue de 5,77 (cambio mínimo detectable a un nivel de confianza del 95% [CMD] = 11,30). Los constructos Manejabilidad, Comprensibilidad y Significación presentan un error estándar de la medida de 2,60 (CMD = 5,10), de 4,16 (CMD = 8,16) y de 2,97 (CMD = 5,83), respectivamente.DiscusiónEl objetivo de este estudio era realizar la validación transcultural del OLQ-13 en población española anciana. El OLQ-13 es una escala de aplicación sencilla, que necesita aproximadamente 10 min de tiempo para su administración en ancianos. La adaptación al castellano para poblaciones ancianas, incluidos grupos con bajo nivel de instrucción, resultó satisfactoria, sin que se recibiera retroalimentación negativa de los entrevistadores sobre expresiones no comprensibles o dificultades de utilización.El instrumento se ha usado satisfactoriamente en población anciana de distintas culturas con muestras con un nivel de instrucción superior al del presente estudio15. El OLQ-13 es un cuestionario que requiere una notable capacidad de autoobservación, una función metacognitiva que depende en alto grado de la instrucción y que es muy sensible al defecto cognitivo35,36,43,44. De ahí la necesidad de un nivel de instrucción como mínimo de estudios primarios para mantener el porcentaje de puntuaciones no computables en torno al 10%.La escala mostró unos niveles adecuados de aceptabilidad y viabilidad. Los resultados de consistencia interna para la puntuación total de la escala reproducen el intervalo de los niveles de fiabilidad del OLQ-13 de 0,70-0,95 que se han hallado en la literatura médica40. No obstante, los niveles de consistencia interna de los 3 dominios cognitivos resultaron moderadamente bajos, en particular para las dominios Comprensibilidad y Significación, lo cual limita el uso y la interpretación de estos dominios de forma separada.Los atributos de las asunciones escalares se hallaron dentro de los valores estándar utilizables. No obstante, la tasa de éxitos y de éxitos probables (tabla 4) indica que algunos ítems podrían representar aspectos relacionados con más de un dominio de la escala. El análisis factorial confirmó estos hallazgos al no poder disociarse los dominios teóricos de la escala, a excepción del factor 2, que presentó una alta saturación en los ítems del dominio Significación. En convergencia con nuestros hallazgos, Sandell et al45 comunicaron una estructura multifactorial, con un primer factor asociado sobre todo a los ítems del dominio Comprensibilidad y el segundo asociado principalmente a los de Significación. Este modelo bifactorial se reprodujo de forma satisfactoria mediante el análisis factorial confirmatorio. Pese a estos resultados, Antonovsky es notablemente explícito al aseverar el carácter teórico y no factorial de los dominios de la escala1. Los hallazgos de nuestro estudio se incorporan a la creciente evidencia a favor de la solución multifactorial del constructo SOC frente a la estructura unifactorial propuesta por el autor original40.La validez convergente resultó adecuada con la calidad de vida, depresión y nivel de síntomas y molestias durante los últimos 3 meses. Estudios anteriores en población adulta no anciana habían descrito asociaciones superiores, particularmente con el nivel de calidad de vida asociado a la salud, de modo que nuestros resultados apuntarían a que tal relación puede hacerse más débil con la edad46,47. La asociación con el nivel de síntomas y molestias apoya la relación teórica del constructo con salud física y salud autorreferida. Con respecto al neuroticismo, nuestros resultados muestran una asociación de muy escasa magnitud, mientras que estudios previos han comunicado correlaciones de hasta 0,70 con SOC48,49. Cabe añadir que la escasa fiabilidad de la escala abreviada de neuroticismo que hemos empleado (* de Cronbach = 0,36) puede haber producido en parte estos resultados.Con respecto a los análisis diferenciales, se observó que las puntuaciones de SOC se diferenciaban de forma significativa en grupos establecidos por sexo, tramos de edad, grados de discapacidad e IFE. Estos resultados apoyan de manera especial la estrecha relación entre el SOC y los indicadores de salud, discapacidad y funcionamiento. Las diferencias de mediana observadas tanto en los grupos divididos por las puntuaciones en el WHODAS-12 como por el IFE son congruentes con la adaptabilidad relativa de las puntuaciones de la escala ante acontecimientos traumáticos o incontrolables, como es el caso de la discapacidad y el impacto funcional de la enfermedad40,50. Finalmente, los niveles de correlación entre dominios se hallaron dentro del intervalo propuesto de valores utilizables.Nuestro trabajo indica que la puntuación total del OLQ-13 ofrece una medida fiable y válida para la investigación de la relación de la salud, la discapacidad y el funcionamiento con factores conducte Estudios Epidemiológicos sobre EnvejecimientoInstituto de Salud Carlos III (Jesús de Pedro, Pablo Martínez-Martín, José Luis del Barrio, Javier Almazán, Fuencisla Avellanal, Raquel Boix, Elena Cerrato, María José Medrano, Javier Virués). Unidad de Neurología del Hospital Universitario Miguel Hernández de Alicante (Manuel Girón, Jordi Matías-Guiu, José Manuel Moltó). Unidad de Diagnóstico y Tratamiento de la Demencia del Hospital Universitario de Bellvitge de Barcelona (Jordi Gascón, Ramón Reñé). Unidad Psicogeriátrica del Hospital Universitario de Santiago de Compostela (Carmen García, Raimundo Mateos, Ramón Ramos). Unidad de Epidemiología Clínica del Hospital Universitario de la Princesa de Madrid (Margarita Alonso, Cristina Fernández, Rafael Gabriel). Unidad de Demencia del Hospital Santa Caterina de Girona (Josep Garre-Olmo, Secundino López-Pousa, Jordi Llinàs-Reglà, Joan Vilalta-Franch). Sección de Neurología del Hospital Donostia en Bidasoa-Hondarribia (Ana de Arce, Alberto Bergareche). Instituto de Geografía y Economía del Centro Superior de Investigaciones Científicas (Gloria Mayoralas, Fermina Rojo). Departamento de Medicina Preventiva de la Universidad Autónoma de Madrid (Ángel Otero, Ángel Rodríguez). Unidad de Neurología del Hospital Virgen del Camino de Pamplona (Julián Benito, Félix Bermejo-Pareja, Jaime Díaz, Saturio Vega, José María Manubens). Hospital General Provincial de Pontevedra (Ángel Aneiros, Manuel Seijo, Ramón Suárez, Eugenio Torres). Unidad de Neurología del Hospital General de Segovia (Jacinto Duarte, Amelia Mendoza, Fernanda Sánchez). 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El SOC es una disposición personal hacia la valoración de las experiencias vitales como comprensibles, manejables y significativas. Esta medida se ha mostrado especialmente informativa en poblaciones envejecidas, pese a lo cual la escala no se ha validado en población española anciana. En este trabajo presentamos la validación transcultural y el estudio de las propiedades métricas de la escala de SOC de Antonovsky, de 13 ítems (OLQ-13), en una muestra de población de ancianos españoles. Sujetos y método: La muestra estuvo compuesta por 419 personas de más de 70 años procedentes de 8 localidades españolas. Se estudiaron la aceptabilidad, asunciones escalares, consistencia interna, estructura factorial, validez de constructo (validez convergente, análisis diferenciales, correlación entre dominios) y precisión del instrumento. Resultados: La consistencia interna de la escala fue adecuada (* de Cronbach = 0,80). 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The construct has shown itself to be a predictor of self-reported and objective health in a variety of contexts. Although the SOC construct has been studied, among the elderly in particular, the scale has never been validated in the Spanish aged population. This paper reports on the cross-cultural validation of Antonovsky's Sense of Coherence Scale (OLQ-13) in a sample of Spanish senior citizens. Subjects and method: We studied a sample of population from 8 locations across Spain, totaling 419 subjects aged 70 years or over. The psychometric attributes of the scale were studied. These included acceptability, scale assumptions, internal consistency, factor structure, construct validity (convergent validity, differential analyses, inter-domains correlation), and precision. Results: The internal consistency of the scale was adequate (Cronbach = 0.80). SOC showed moderate correlations with self-reported indices of physical health, quality of life and depression. 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Estadísticas

Cross-cultural validation of Antonovsky's Sense of Coherence Scale (OLQ-13) in Spanish elders aged 70 years or more

Javier Virués-Ortegaa, Pablo Martínez-Martína, José Luis del Barrioa, Luis M Lozanob, el Grupo Español de Estudios Epidemiológicos sobre Envejecimiento*

a Centro Nacional de Epidemiología. Instituto de Salud Carlos III. Madrid.

b Departamento de Psicología. Universidad de Jaén. Jaén. España.

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    "textoCompleto" => "<p class="elsevierStylePara">En este estudio se presenta la adaptaci&#243;n y validaci&#243;n transcultural de la escala de orientaci&#243;n hacia la vida de 13 &#237;tems de Antonovsky &#40;OLQ-13&#41;<span class="elsevierStyleSup">1</span> en poblaci&#243;n espa&#241;ola anciana&#46; El sentido de coherencia &#40;SOC&#41; es una disposici&#243;n personal hacia la valoraci&#243;n de las experiencias vitales como comprensibles&#44; manejables y llenas de significado&#46; La formulaci&#243;n propuesta por Antonovsky tiene su origen en su experiencia cl&#237;nica con mujeres supervivientes de campos de concentraci&#243;n alemanes en la Segunda Guerra Mundial&#46; Algunas de estas personas mostraban un sorprendente nivel de salud f&#237;sica y psicol&#243;gica&#44; pese a la experiencia traum&#225;tica que hab&#237;an sufrido&#46; Sensu stricto&#44; el SOC no se considera un estilo de afrontamiento&#44; sino una capacidad general de percibir experiencias vitales que permite actuar de forma constructiva en situaciones desfavorables&#46; Seg&#250;n Antonovsky&#44; &#171;el individuo con un SOC elevado selecciona el tipo de estrategia de afrontamiento que resulta m&#225;s apropiada en funci&#243;n del estresor ante el que se encuentra&#187;<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#46; Para Antonovsky&#44; el constructo se escinde en 3 dominios cognitivos estrechamente relacionados<span class="elsevierStyleSup">2</span>&#58; comprensibilidad&#44; manejabilidad y significaci&#243;n&#46; La comprensibilidad se caracteriza por percibir de forma estructurada&#44; predecible y explicable la estimulaci&#243;n procedente del ambiente tanto interno como externo del individuo&#59; la manejabilidad indica que los recursos para alcanzar las demandas planteadas por tal estimulaci&#243;n est&#225;n disponibles&#44; y la significaci&#243;n hace referencia a que el individuo percibe esas demandas como desaf&#237;os merecedores de esfuerzo e implicaci&#243;n<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El SOC ha demostrado ser una variable asociada con resultados de salud en muestras cl&#237;nicas y no cl&#237;nicas&#46; Un nivel elevado de SOC se relaciona significativamente con la recuperaci&#243;n de estados depresivos<span class="elsevierStyleSup">3&#44;4</span>&#44; un mayor nivel de funcionamiento en poblaci&#243;n general<span class="elsevierStyleSup">5</span> y una menor mortalidad por cualquier causa<span class="elsevierStyleSup">6</span>&#44; por mencionar s&#243;lo algunos ejemplos&#46;</p><p class="elsevierStylePara">De acuerdo con el modelo original de Antonovsky<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#44; hay 3 mecanismos mediante los cuales el SOC favorece el estado objetivo y percibido de salud f&#237;sica&#44; mental y social&#58; <span class="elsevierStyleItalic">a&#41;</span> los individuos con SOC elevado tienen menor riesgo de percibir situaciones desfavorables como estresantes&#44; lo que les protege de los efectos negativos del estr&#233;s sobre el estado de salud&#59; <span class="elsevierStyleItalic">b&#41;</span> la percepci&#243;n de &#171;controlabilidad&#187;&#44; que subyace a los componentes del SOC&#44; tiene efectos fisiol&#243;gicos protectores&#44; y <span class="elsevierStyleItalic">c&#41;</span> las personas con SOC alto tienen una mayor probabilidad de adoptar conductas saludables &#40;p&#46; ej&#46;&#44; practicar ejercicio f&#237;sico o abstenerse del consumo de drogas&#41;&#46; La literatura m&#233;dica indica que los individuos con SOC elevado presentan un nivel de salud autorreferido m&#225;s estable ante recientes acontecimientos vitales de car&#225;cter estresante<span class="elsevierStyleSup">7</span> y un mejor funcionamiento inmunol&#243;gico ante acontecimientos estresantes en edades avanzadas<span class="elsevierStyleSup">8</span> &#40;p&#46; ej&#46;&#44; protecci&#243;n frente al estr&#233;s y mejor funcionamiento fisiol&#243;gico&#41;&#44; tienen un mayor grado de control gluc&#233;mico en el caso de los diab&#233;ticos<span class="elsevierStyleSup">9</span>&#44; acuden con mayor frecuencia al dentista<span class="elsevierStyleSup">10</span> y presentan un mayor cumplimiento de los programas de rehabilitaci&#243;n<span class="elsevierStyleSup">11</span> &#40;conductas saludables&#41;&#46; Estos hallazgos dan fundamento emp&#237;rico al modelo te&#243;rico original del SOC&#46; Ericsson y Lindstr&#246;m<span class="elsevierStyleSup">12</span> han realizado una revisi&#243;n actualizada de la relaci&#243;n del SOC con la salud&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La escala que mide el SOC es el Orientation to Life Questionnaire de 29 &#237;tems<span class="elsevierStyleSup">13</span>&#46; Paralelamente&#44; el autor original propone una medida abreviada de 13 &#237;tems&#46; Adem&#225;s&#44; Lundberg y Nystr&#246;m-Peck<span class="elsevierStyleSup">14</span> han elaborado una escala reducida de 3 &#237;tems&#46;</p><p class="elsevierStylePara">En este estudio presentamos la validaci&#243;n del OLQ de 13 &#237;tems en una muestra de poblaciones ancianas procedentes de 8 localidades espa&#241;olas&#46; La evaluaci&#243;n del SOC ha demostrado un notable valor heur&#237;stico en el estudio del impacto de los factores personales en la discapacidad y el funcionamiento de personas de edad avanzada<span class="elsevierStyleSup">15</span>&#46; Los objetivos originales de este trabajo han sido&#58; <span class="elsevierStyleItalic">a&#41;</span> realizar una adaptaci&#243;n y validaci&#243;n espec&#237;ficas del OLQ-13 para poblaci&#243;n anciana espa&#241;ola&#44; y <span class="elsevierStyleItalic">b&#41;</span> extraer las propiedades m&#233;tricas del instrumento&#44; incluidas la viabilidad&#44; aceptabilidad&#44; asunciones escalares&#44; fiabilidad&#44; estructura factorial&#44; validez de constructo &#40;validez convergente&#44; an&#225;lisis diferenciales&#44; correlaci&#243;n entre dominios&#41; y precisi&#243;n&#46; Este estudio se a&#241;ade a la creciente literatura metodol&#243;gica relacionada con estados de salud en ancianos<span class="elsevierStyleSup">16</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Sujetos y m&#233;todo</span></p><p class="elsevierStylePara">Participantes</p><p class="elsevierStylePara">Particip&#243; en el estudio una muestra de poblaciones integrada por sujetos que hab&#237;an participado en estudios puerta a puerta sobre prevalencia de demencia realizados en Espa&#241;a<span class="elsevierStyleSup">17</span>&#46; En total eran 487 y proced&#237;an de las localidades de Bidasoa &#40;n &#61; 55&#41;&#44; El Prat &#40;n &#61; 60&#41;&#44; Girona &#40;n &#61; 78&#41;&#44; Getafe &#40;n &#61; 100&#41;&#44; Pontevedra &#40;n &#61; 62&#41;&#44; Santiago &#40;n &#61; 45&#41;&#44; Segovia &#40;n &#61; 27&#41; y Zaragoza &#40;n &#61; 60&#41;&#46; El OLQ-13 se administr&#243; en el contexto de una investigaci&#243;n epidemiol&#243;gica sobre el estado de salud y el funcionamiento de los ancianos en Espa&#241;a&#46; Los participantes firmaron el consentimiento informado&#44; de acuerdo con las directrices de la Declaraci&#243;n de Helsinki y los comit&#233;s &#233;ticos locales&#46; El OLQ-13 formaba parte de una entrevista de 1 h de duraci&#243;n y lo administraba verbalmente un psic&#243;logo o m&#233;dico en una segunda visita al hogar o lugar de residencia del participante&#46; De la muestra inicial se excluy&#243; a las personas con una puntuaci&#243;n total corregida en la adaptaci&#243;n espa&#241;ola del Mini-Examen Cognitivo<span class="elsevierStyleSup">18</span> inferior a 24 puntos&#44; as&#237; como a aquellos cuya puntuaci&#243;n debiese corregirse sobre una puntuaci&#243;n total posible menor de 28 puntos&#46; La muestra qued&#243; reducida a 419 sujetos &#40;250 mujeres&#41;&#44; que ten&#237;an una edad media &#40;desviaci&#243;n est&#225;ndar&#41; de 80&#44;76 &#40;5&#44;71&#41; a&#241;os&#46; Sus caracter&#237;sticas sociodemogr&#225;ficas se recogen en la tabla 1&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">M&#233;todos</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Adaptaci&#243;n transcultural&#46;</span> El OLQ se ha traducido a 33 idiomas y se ha utilizado en al menos 33 pa&#237;ses&#44; lo cual es indicio de su aplicabilidad en distintas culturas&#46; La versi&#243;n de 29 &#237;tems fue traducida y validada por Moreno et al<span class="elsevierStyleSup">19</span> en una muestra espa&#241;ola de 161 alumnos de una escuela de adultos&#46; En dicho estudio la escala demostr&#243; una fiabilidad adecuada &#40;&#42; de Cronbach &#61; 0&#44;83&#59; extrayendo los 13 &#237;tems de la versi&#243;n abreviada&#44; la fiabilidad result&#243; de 0&#44;82&#59; Moreno&#44; comunicaci&#243;n personal&#41;&#46; Adem&#225;s&#44; se observaron correlaciones negativas significativas entre el SOC y las puntuaciones en escalas de s&#237;ntomas f&#237;sicos y psicol&#243;gicos &#40;r &#61; &#173;0&#44;28 a &#173;0&#44;46&#59; p &#60; 0&#44;001&#41;&#44; lo que apoya la validez de la versi&#243;n espa&#241;ola&#46; Pese a ello&#44; esta adaptaci&#243;n no describe el uso de estrategias espec&#237;ficas de adaptaci&#243;n transcultural de escalas&#44; tales como la retrotraducci&#243;n&#46; Esta circunstancia&#44; a&#241;adida a la peculiaridad de nuestra muestra &#173;poblaci&#243;n anciana con bajo nivel medio de instrucci&#243;n&#173;&#44; motiv&#243; la preparaci&#243;n de una nueva escala directamente a partir de la versi&#243;n original &#40;anexo 1&#41;&#46; La escala fue traducida del ingl&#233;s al castellano y del castellano al ingl&#233;s sucesivamente por 2 expertos independientes&#46; Un especialista en ingl&#233;s cient&#237;fico certific&#243; la igualdad de las versiones original y retrotraducida despu&#233;s de m&#237;nimas modificaciones&#46; Adem&#225;s&#44; se modificaron algunos giros ling&#252;&#237;sticos del texto introductorio y del enunciado de los &#237;tems con objeto de hacer el lenguaje accesible a una muestra con bajo nivel de instrucci&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Instrumentos&#46;</span> Al objeto de realizar an&#225;lisis de la validez de constructo del OLQ-13 se administraron concurrentemente los siguientes instrumentos&#58;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">1&#46; Euro-D</span>&#46; Escala de 12 &#237;tems&#44; que eval&#250;a las manifestaciones an&#237;micas y f&#237;sicas de la depresi&#243;n&#46; Este instrumento dispone de un amplio estudio de validaci&#243;n en poblaci&#243;n anciana&#44; incluida una muestra espa&#241;ola&#46; Su consistencia interna se ha estimado en un &#42; de Cronbach de 0&#44;72&#46; Las puntuaciones en esta escala han demostrado asociaciones significativas con discapacidad funcional &#40;&#223; &#61; 0&#44;16-0&#44;37&#41; y presencia de enfermedades cr&#243;nicas &#40;&#223; &#61; 0&#44;08-0&#44;20&#41;<span class="elsevierStyleSup">20</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">2&#46; EuroQoL &#40;5Q-5D&#41;</span>&#46; Es una escala autorreferida de calidad de vida relacionada con la salud&#44; que incluye 5 &#237;tems con 3 niveles de respuesta sobre movilidad&#44; cuidado personal&#44; actividades cotidianas&#44; dolor&#47;malestar y ansiedad&#47;depresi&#243;n&#46; De las combinaciones entre niveles de respuesta y &#225;reas evaluadas resultan 243 estados de salud posibles&#46; Los valores sumariales se obtuvieron de acuerdo con la t&#233;cnica de equivalencia temporal&#44; que permite la estimaci&#243;n de un valor entre 0 y 1 para cada uno de los estados de salud en funci&#243;n de su preferencia social estimada con referencia a un estado de &#171;muerte&#187; &#40;0&#41;&#46; El grado de preferencia social se ha estimado en estudios poblacionales seg&#250;n variables sociodemogr&#225;ficas y estados de salud&#46; La escala dispone de amplios estudios de validaci&#243;n en Europa y Espa&#241;a<span class="elsevierStyleSup">21</span>&#46; La versi&#243;n espa&#241;ola del sistema descriptivo del 5Q-5D ha demostrado ser v&#225;lida para diferenciar grupos seg&#250;n variables sociodemogr&#225;ficas y estados de salud&#44; as&#237; como para caracterizar la calidad de vida relacionada con la salud en diversas enfermedades<span class="elsevierStyleSup">22&#44;23</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">3&#46; WHODAS-12</span>&#46; Este instrumento es la versi&#243;n abreviada de 12 &#237;tems desarrollada por la Organizaci&#243;n Mundial de la Salud para evaluar la discapacidad en el contexto de la Clasificaci&#243;n Internacional de la Discapacidad y el Funcionamiento<span class="elsevierStyleSup">24&#44;25</span>&#46; La escala eval&#250;a la dificultad autorreferida que el individuo ha tenido durante los &#250;ltimos 30 d&#237;as para realizar actividades cotidianas tales como tareas dom&#233;sticas&#44; participar en la comunidad y relacionarse&#44; caminar distancias largas y concentrarse&#44; entre otras&#46; La versi&#243;n espa&#241;ola se adecu&#243; al rango de valores aceptables de consistencia interna&#46; La versi&#243;n utilizada de 12 &#237;tems incluye los 2 &#237;tems m&#225;s discriminativos de las 6 &#225;reas que explora la escala<span class="elsevierStyleSup">26</span>&#46; El WHODAS-II dispone de estudios de validez en 14 pa&#237;ses&#44; en los que se han evidenciado de forma satisfactoria su sensibilidad al cambio y validez predictiva con medidas objetivas de discapacidad<span class="elsevierStyleSup">27</span>&#46; Adem&#225;s&#44; la escala cuenta con estudios de validez en poblaciones ancianas<span class="elsevierStyleSup">28&#44;29</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">4&#46; NEO-PIR</span>&#46; Se incluy&#243; una medida abreviada de neuroticismo compuesta por los &#237;tems 1&#44; 21&#44; 36 y 51 del factor Neuroticismo de la escala NEO-PIR<span class="elsevierStyleSup">30</span>&#46; Esta medida se ha empleado de forma satisfactoria en la literatura m&#233;dica como indicador abreviado de afecto negativo y personalidad con tendencia al estr&#233;s en poblaciones ancianas<span class="elsevierStyleSup">31</span>&#59; no obstante&#44; tiene el inconveniente de una consistencia interna muy baja &#40;en nuestra muestra&#44; &#42; Cronbach &#61; 0&#44;34&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">5&#46; Cuestionario de s&#237;ntomas y molestias f&#237;sicas&#46;</span> Elaborado ad hoc para evaluar la presencia de s&#237;ntomas y molestias f&#237;sicas en ancianos&#46; El instrumento explora la presencia de 29 s&#237;ntomas y molestias en los 3 meses previos a la administraci&#243;n&#46; El cuestionario fue cumplimentado por un licenciado en medicina durante la entrevista con el paciente&#46; La puntuaci&#243;n se extrajo sumando el n&#250;mero de s&#237;ntomas presentes&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">6&#46; Escala de Impacto Funcional de enfermedades por &#243;rganos&#44; aparatos o sistemas &#40;IFE&#41;</span>&#46; Este cuestionario se elabor&#243; ad hoc para evaluar el impacto funcional de la enfermedad por sistemas&#44; &#243;rganos o aparatos&#46; El instrumento incluye 14 &#237;tems que exploran la presencia de impacto funcional en&#58; aparato circulatorio&#44; aparato respiratorio&#44; laringe&#44; ojos&#44; garganta&#44; nariz y o&#237;do&#44; &#243;rganos gastrointestinales&#44; h&#237;gado&#44; ri&#241;&#243;n&#44; aparato genital y urinario&#44; sistema musculosquel&#233;tico y piel&#44; sistema endocrino y metab&#243;lico y sistema nervioso&#46; Tambi&#233;n eval&#250;a la presencia de trastornos de conducta&#44; psiqui&#225;tricos&#44; diabetes e hipertensi&#243;n&#46; El cuestionario fue completado por un licenciado en medicina durante la entrevista con el participante&#44; previo acceso a su documentaci&#243;n cl&#237;nica&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">An&#225;lisis estad&#237;stico</span></p><p class="elsevierStylePara">Se estudiaron las propiedades m&#233;tricas de la escala en las &#225;reas que a continuaci&#243;n se comentan&#46; En cada atributo se detalla el criterio de adecuaci&#243;n seg&#250;n la literatura espec&#237;fica&#58;</p><p class="elsevierStylePara"></p><p class="elsevierStylePara"></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">1&#46; Viabilidad y aceptabilidad</span>&#58; porcentaje de datos ausentes por &#237;tem &#40;l&#237;mite est&#225;ndar&#58; 10&#37;&#59; porcentaje total de casos computables &#62; 90&#37;&#41;<span class="elsevierStyleSup">32&#44;33</span>&#44; diferencia entre rango posible y observado&#44; diferencia entre media y mediana &#40;criterio propuesto&#58; inferior al 10&#37; de la puntuaci&#243;n m&#225;xima&#41;&#44; efectos suelo y techo &#40;criterio&#58; menos del 15&#37;&#41;<span class="elsevierStyleSup">34</span> y desviaci&#243;n &#40;criterio&#58; &#173;1 a &#43;1&#41;<span class="elsevierStyleSup">35</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">2&#46; Asunciones escalares&#58;</span> correlaciones &#237;tem-total&#44; corregidas &#40;criterio&#58; r &#62;&#61; 0&#44;30&#41;<span class="elsevierStyleSup">36</span>&#44; y tasa de &#233;xitos en el an&#225;lisis de validez convergente&#47;divergente del &#237;tem <span class="elsevierStyleItalic">&#40;multitrait analysis&#41;</span><span class="elsevierStyleSup">37</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">3&#46; Consistencia interna&#58;</span> &#42; de Cronbach para las puntuaciones de los dominios y las puntuaciones totales &#40;criterio&#58;  &#42; &#62;&#61; 0&#44;70&#41;<span class="elsevierStyleSup">38</span>&#44; &#237;ndice de homogeneidad &#40;criterio&#58; superior a 0&#44;30&#41;<span class="elsevierStyleSup">39</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">4&#46; Estructura factorial&#58;</span> an&#225;lisis factorial exploratorio de componentes principales&#46; Se identificaron la estructura factorial&#44; el porcentaje de variancia explicada y los &#237;tems con saturaciones superiores a 0&#44;30 en los distintos factores&#46; El modelo resultante del an&#225;lisis factorial exploratorio se us&#243; como gu&#237;a para realizar un an&#225;lisis factorial confirmatorio&#44; ya que la literatura m&#233;dica disponible no propone una estructura factorial consistente que someter a confirmaci&#243;n<span class="elsevierStyleSup">40</span>&#46; Se obtuvieron los &#237;ndices de bondad de ajuste &#42;<span class="elsevierStyleSup">2</span> de Satorra-Bentler&#44; el RMSEA &#40;criterio&#58; menor de 0&#44;08&#41;&#44; el intervalo de confianza del RMSEA &#40;criterio&#58; menor de 0&#44;08&#41; y el NNFI &#40;criterio&#58; mayor de 0&#44;90&#41;&#46; Se confeccion&#243; el diagrama de la estructura factorial&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">5&#46; Validez de constructo</span>&#46; Se estim&#243; la validez convergente con molestias y s&#237;ntomas&#44; calidad de vida &#40;EuroQoL&#41; y neuroticismo &#40;NEO-PIR&#41;&#44; postulando como hip&#243;tesis que el OLQ-13 presentar&#237;a una asociaci&#243;n moderada &#40;r &#61; 0&#44;30-0&#44;59&#41; con dichas variables<span class="elsevierStyleSup">41</span>&#46; Se estudi&#243; la validez en sucesivos an&#225;lisis diferenciales por sexo&#44; tramos de edad&#44; nivel de discapacidad &#40;WHODAS-12&#41; y nivel de impacto funcional de enfermedades por &#243;rganos&#44; aparatos o sistemas &#40;IFE&#41;&#46; La correlaci&#243;n entre dominios se analiz&#243; mediante el rango de correlaci&#243;n entre dominios &#40;criterio propuesto&#58; r &#61; 0&#44;30-0&#44;70&#41;<span class="elsevierStyleSup">32</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">6&#46; Precisi&#243;n&#58;</span> error est&#225;ndar de la medida<span class="elsevierStyleSup">38</span>&#44; calculado para una sola observaci&#243;n en el tiempo &#40;error est&#225;n dar de la medida &#61; desviaci&#243;n est&#225;ndar &#40;check&#41;1 &#173; &#42;&#41;&#46; Se obtuvo adem&#225;s el cambio m&#237;nimo detectable para un nivel de confianza del 95&#37;<span class="elsevierStyleSup">42</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Resultados preliminares de la validaci&#243;n</p><p class="elsevierStylePara">La escala se complet&#243; en un tiempo medio &#40;desviaci&#243;n est&#225;ndar&#41; de 10&#44;87 &#40;6&#44;18&#41; min y fue administrada por un m&#233;dico o psic&#243;logo&#46; Las propiedades m&#233;tricas estudiadas se detallan a continuaci&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Viabilidad y aceptabilidad</p><p class="elsevierStylePara">El porcentaje de datos computables para el OLQ-13 fue del 86&#44;63&#37;&#46; El intervalo de porcentajes de datos ausentes por &#237;tem fue del 5&#44;7-8&#44;35&#37;&#46; El n&#250;mero de datos ausentes estuvo estrechamente relacionado con el nivel de instrucci&#243;n &#173;analfabetos&#58; 20&#44;51&#37;&#59; primaria incompleta&#58; 14&#44;55&#37;&#59; primaria completa&#58; 11&#44;59&#37;&#59; secundaria o superior&#58; 8&#44;00&#37; &#40;&#42; &#61; 1&#44;00&#59; p &#61; 0&#44;01&#41;&#173;&#46; La diferencia de datos ausentes entre analfabetos e individuos con formaci&#243;n secundaria o superior result&#243; significativa &#40;&#42;<span class="elsevierStyleSup">2</span> &#61; 1&#46;279&#44;5&#59; p &#61; 0&#44;05&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El intervalo de puntuaciones observadas de los &#237;tems coincidi&#243; con el intervalo posible de niveles de respuesta de la escala&#46; Las distancias entre media y mediana y el porcentaje del intervalo observado atribuible a esas diferencias &#40;4&#44;68-20&#44;65&#37;&#41;&#44; as&#237; como los niveles de asimetr&#237;a &#40;&#173;0&#44;98 a &#173;0&#44;75&#41; y los valores de los efectos de techo &#40;5&#44;48-12&#44;27&#37;&#41; y suelo &#40;0&#44;26-0&#44;27&#37;&#41;&#44; se hallaron dentro del intervalo establecido &#40;tablas 2 y 3&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab02.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab03.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Asunciones escalares</p><p class="elsevierStylePara">Los 13 &#237;tems de la escala mostraron medias y desviaciones est&#225;ndar relativamente homog&#233;neas &#40;medias de 4&#44;60-5&#44;78&#59; desviaciones est&#225;ndar de 1&#44;54-2&#44;01&#41; &#40;tabla 2&#41;&#46; La correlaci&#243;n &#237;tem-total fue superior a 0&#44;30 para todos los &#237;tems&#44; a excepci&#243;n del 1 &#40;r &#61; 0&#44;25&#41; y el 4 &#40;r &#61; 0&#44;20&#41; &#40;tabla 2&#41;&#46; An&#225;logos resultados ofrece la matriz multirrasgo&#44; en la que se aprecia una tasa de &#233;xitos superior para el dominio Significaci&#243;n &#40;tabla 4&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab04.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Fiabilidad</p><p class="elsevierStylePara">La fiabilidad de la escala&#44; estimada con el &#42; de Cronbach&#44; fue de 0&#44;80 para la escala total&#46; La fiabilidad de los dominios fue moderadamente baja &#40;&#42; de Cronbach &#61; 0&#44;57-0&#44;68&#41;&#46; Adem&#225;s&#44; los &#237;ndices de homogeneidad del &#237;tem resultaron moderadamente bajos &#40;tabla 3&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Estructura factorial</p><p class="elsevierStylePara">Para realizar el an&#225;lisis factorial exploratorio se emple&#243; el paquete estad&#237;stico SPSS versi&#243;n 13&#46;0&#44; usando un m&#233;todo de extracci&#243;n de m&#225;xima verosimilitud y rotaci&#243;n Oblimin&#46; El estad&#237;stico Kaiser-Meyer-Olkin fue superior a 0&#44;5 &#40;KMO &#61; 0&#44;800&#41; y la prueba de esfericidad de Bartlett result&#243; significativa &#40;&#42;<span class="elsevierStyleSup">2</span> &#61; 1&#46;151&#44;75&#59; p &#60; 0&#44;001&#41;&#44; por lo que los datos que se ten&#237;an eran adecuados para realizar el citado an&#225;lisis&#46; Se obtuvieron 4 factores que explicaban el 65&#44;59&#37; de la variancia total del cuestionario &#40;tabla 5&#41;&#46; La distribuci&#243;n y los pesos de los &#237;tems en los diferentes factores se exponen en la tabla 6&#44; donde puede observarse que los factores 3 y 4 est&#225;n compuestos exclusivamente por un &#237;tem&#44; por lo que podemos considerarlos residuales&#46; De esta forma se puede defender que la estructura del cuestionario es bifactorial&#58; por un lado&#44; los &#237;tems que se engloban en la dimensi&#243;n Significaci&#243;n &#40;&#237;tems 7&#44; 12&#44; 10&#44; 1 y 4&#41;&#44; y&#44; por otro&#44; un conjunto de los &#237;tems de Manejabilidad y Comprensibilidad &#40;&#237;tems 9&#44; 8&#44; 6&#44; 5&#44; 13&#44; 11&#44; 2 y 3&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab05.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Para comprobar la estructura bifactorial expuesta anteriormente se realiz&#243; un an&#225;lisis factorial confirmatorio empleando el programa LISREL versi&#243;n 8&#46;30&#46; Los indicadores del ajuste del modelo parecen reforzar la idea de la existencia de una estructura bifactorial&#46; El valor de &#42;<span class="elsevierStyleSup">2</span> de Satorra-Bentler es de 106&#44;10 con 63 grados de libertad&#44; y el RMSEA es de 0&#44;043&#44; quedando muy lejos del l&#237;mite superior de 0&#44;08&#46; El intervalo de este mismo estad&#237;stico con un nivel de confianza del 90&#37; oscila entre 0&#44;029 y 0&#44;058 &#40;sin superar el l&#237;mite superior de 0&#44;08&#41; y el NNFI es igual a 0&#44;92 &#40;superando el l&#237;mite de 0&#44;90&#41;&#46; El diagrama de la estructura factorial del cuestionario se puede apreciar en la figura 1&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab06.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Fig&#46; 1&#46; Modelo bifactorial de la Escala de Sentido de Coherencia de Antonovsky &#40;OLQ-13&#41;&#46; Todos los par&#225;metros estimados son estad&#237;sticamente significativos &#40;</span><span class="elsevierStyleItalic">&#42;</span><span class="elsevierStyleItalic"><span class="elsevierStyleSup">2</span> &#61; 106&#44;10&#59; p &#60; 0&#44;001&#59; RMSEA &#61; 0&#44;043&#41;&#46;</span></p><p class="elsevierStylePara">Validez de constructo</p><p class="elsevierStylePara">En nivel de SOC present&#243; correlaciones significativas&#44; cuya magnitud oscil&#243; entre 0&#44;17 y 0&#44;36 con el nivel de s&#237;ntomas y molestias&#44; nivel de depresi&#243;n y calidad de vida &#40;tabla 5&#41;&#46; Las hip&#243;tesis planteadas sobre la magnitud de la validez convergente con estas variables se cumplieron para el nivel de s&#237;ntomas y molestias&#44; depresi&#243;n y calidad de vida&#46; Las correlaciones presentaron la direcci&#243;n planteada en el plano te&#243;rico por el constructo&#58; a mayor SOC&#44; menor nivel de s&#237;ntomas autorreferidos&#44; de depresi&#243;n y de neuroticismo&#44; y mayor nivel de calidad de vida relacionada con la salud &#40;tabla 7&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab07.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab08.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">An&#225;lisis diferenciales</p><p class="elsevierStylePara">Las puntuaciones en SOC se compararon por grupos divididos por sexo&#44; edad&#44; nivel de discapacidad &#40;WHODAS-12&#41; y nivel de IFE&#46; Los resultados mostraron que los varones presentaban un nivel ligeramente superior de SOC&#44; diferencia que no fue estad&#237;sticamente significativa para ninguno de los dominios&#44; aunque s&#237; para la puntuaci&#243;n total &#40;U &#61; 1&#46;575&#59; p &#60; 0&#44;05&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">En la tabla 8 se observa c&#243;mo las puntuaciones del OLQ-13 aumentan de forma uniforme y positiva con la edad&#59; las diferencias resultaron significativas para la puntuaci&#243;n total y para los dominios&#44; a excepci&#243;n del de Significaci&#243;n&#46; An&#225;logos resultados se obtuvieron con respecto al nivel de discapacidad&#44; que present&#243; un gradiente decreciente con respecto a los niveles de SOC&#59; los niveles m&#237;nimos se observaron en el grupo de individuos con mayores puntuaciones en discapacidad &#40;tabla 8&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab09.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Con respecto al nivel IFE&#44; se dividi&#243; la muestra en 2 grupos&#58; individuos sin ninguna afectaci&#243;n funcional e individuos con impacto funcional de moderado a muy grave en uno o m&#225;s &#243;rganos&#46; Los individuos con IFE presentaron un nivel de SOC inferior al de los individuos no afectados &#40;media de 68&#44;77 frente a 73&#44;00&#41;&#44; diferencia que fue significativa &#40;U &#61; 11&#46;783&#59; p &#60; 0&#44;01&#41;&#46; Las diferencias fueron tambi&#233;n significativas y se reprodujeron en el mismo sentido en los dominios de la escala&#44; a excepci&#243;n del de Manejabilidad&#44; en el que no hubo diferencias significativas&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Correlaci&#243;n entre dominios y precisi&#243;n</p><p class="elsevierStylePara">La correlaci&#243;n entre los 3 dominios del test oscil&#243; entre 0&#44;37 y 0&#44;65&#44; encontr&#225;ndose por tanto dentro del intervalo propuesto de valores utilizables&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El error est&#225;ndar de la medida para la puntuaci&#243;n total fue de 5&#44;77 &#40;cambio m&#237;nimo detectable a un nivel de confianza del 95&#37; &#91;CMD&#93; &#61; 11&#44;30&#41;&#46; Los constructos Manejabilidad&#44; Comprensibilidad y Significaci&#243;n presentan un error est&#225;ndar de la medida de 2&#44;60 &#40;CMD &#61; 5&#44;10&#41;&#44; de 4&#44;16 &#40;CMD &#61; 8&#44;16&#41; y de 2&#44;97 &#40;CMD &#61; 5&#44;83&#41;&#44; respectivamente&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Discusi&#243;n</span></p><p class="elsevierStylePara">El objetivo de este estudio era realizar la validaci&#243;n transcultural del OLQ-13 en poblaci&#243;n espa&#241;ola anciana&#46; El OLQ-13 es una escala de aplicaci&#243;n sencilla&#44; que necesita aproximadamente 10 min de tiempo para su administraci&#243;n en ancianos&#46; La adaptaci&#243;n al castellano para poblaciones ancianas&#44; incluidos grupos con bajo nivel de instrucci&#243;n&#44; result&#243; satisfactoria&#44; sin que se recibiera retroalimentaci&#243;n negativa de los entrevistadores sobre expresiones no comprensibles o dificultades de utilizaci&#243;n&#46;</p><p class="elsevierStylePara">El instrumento se ha usado satisfactoriamente en poblaci&#243;n anciana de distintas culturas con muestras con un nivel de instrucci&#243;n superior al del presente estudio<span class="elsevierStyleSup">15</span>&#46; El OLQ-13 es un cuestionario que requiere una notable capacidad de autoobservaci&#243;n&#44; una funci&#243;n metacognitiva que depende en alto grado de la instrucci&#243;n y que es muy sensible al defecto cognitivo<span class="elsevierStyleSup">35&#44;36&#44;43&#44;44</span>&#46; De ah&#237; la necesidad de un nivel de instrucci&#243;n como m&#237;nimo de estudios primarios para mantener el porcentaje de puntuaciones no computables en torno al 10&#37;&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La escala mostr&#243; unos niveles adecuados de aceptabilidad y viabilidad&#46; Los resultados de consistencia interna para la puntuaci&#243;n total de la escala reproducen el intervalo de los niveles de fiabilidad del OLQ-13 de 0&#44;70-0&#44;95 que se han hallado en la literatura m&#233;dica<span class="elsevierStyleSup">40</span>&#46; No obstante&#44; los niveles de consistencia interna de los 3 dominios cognitivos resultaron moderadamente bajos&#44; en particular para las dominios Comprensibilidad y Significaci&#243;n&#44; lo cual limita el uso y la interpretaci&#243;n de estos dominios de forma separada&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Los atributos de las asunciones escalares se hallaron dentro de los valores est&#225;ndar utilizables&#46; No obstante&#44; la tasa de &#233;xitos y de &#233;xitos probables &#40;tabla 4&#41; indica que algunos &#237;tems podr&#237;an representar aspectos relacionados con m&#225;s de un dominio de la escala&#46; El an&#225;lisis factorial confirm&#243; estos hallazgos al no poder disociarse los dominios te&#243;ricos de la escala&#44; a excepci&#243;n del factor 2&#44; que present&#243; una alta saturaci&#243;n en los &#237;tems del dominio Significaci&#243;n&#46; En convergencia con nuestros hallazgos&#44; Sandell et al<span class="elsevierStyleSup">45</span> comunicaron una estructura multifactorial&#44; con un primer factor asociado sobre todo a los &#237;tems del dominio Comprensibilidad y el segundo asociado principalmente a los de Significaci&#243;n&#46; Este modelo bifactorial se reprodujo de forma satisfactoria mediante el an&#225;lisis factorial confirmatorio&#46; Pese a estos resultados&#44; Antonovsky es notablemente expl&#237;cito al aseverar el car&#225;cter te&#243;rico y no factorial de los dominios de la escala<span class="elsevierStyleSup">1</span>&#46; Los hallazgos de nuestro estudio se incorporan a la creciente evidencia a favor de la soluci&#243;n multifactorial del constructo SOC frente a la estructura unifactorial propuesta por el autor original<span class="elsevierStyleSup">40</span>&#46;</p><p class="elsevierStylePara">La validez convergente result&#243; adecuada con la calidad de vida&#44; depresi&#243;n y nivel de s&#237;ntomas y molestias durante los &#250;ltimos 3 meses&#46; Estudios anteriores en poblaci&#243;n adulta no anciana hab&#237;an descrito asociaciones superiores&#44; particularmente con el nivel de calidad de vida asociado a la salud&#44; de modo que nuestros resultados apuntar&#237;an a que tal relaci&#243;n puede hacerse m&#225;s d&#233;bil con la edad<span class="elsevierStyleSup">46&#44;47</span>&#46; La asociaci&#243;n con el nivel de s&#237;ntomas y molestias apoya la relaci&#243;n te&#243;rica del constructo con salud f&#237;sica y salud autorreferida&#46; Con respecto al neuroticismo&#44; nuestros resultados muestran una asociaci&#243;n de muy escasa magnitud&#44; mientras que estudios previos han comunicado correlaciones de hasta &#173;0&#44;70 con SOC<span class="elsevierStyleSup">48&#44;49</span>&#46; Cabe a&#241;adir que la escasa fiabilidad de la escala abreviada de neuroticismo que hemos empleado &#40;&#42; de Cronbach &#61; 0&#44;36&#41; puede haber producido en parte estos resultados&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Con respecto a los an&#225;lisis diferenciales&#44; se observ&#243; que las puntuaciones de SOC se diferenciaban de forma significativa en grupos establecidos por sexo&#44; tramos de edad&#44; grados de discapacidad e IFE&#46; Estos resultados apoyan de manera especial la estrecha relaci&#243;n entre el SOC y los indicadores de salud&#44; discapacidad y funcionamiento&#46; Las diferencias de mediana observadas tanto en los grupos divididos por las puntuaciones en el WHODAS-12 como por el IFE son congruentes con la adaptabilidad relativa de las puntuaciones de la escala ante acontecimientos traum&#225;ticos o incontrolables&#44; como es el caso de la discapacidad y el impacto funcional de la enfermedad<span class="elsevierStyleSup">40&#44;50</span>&#46; Finalmente&#44; los niveles de correlaci&#243;n entre dominios se hallaron dentro del intervalo propuesto de valores utilizables&#46;</p><p class="elsevierStylePara">Nuestro trabajo indica que la puntuaci&#243;n total del OLQ-13 ofrece una medida fiable y v&#225;lida para la investigaci&#243;n de la relaci&#243;n de la salud&#44; la discapacidad y el funcionamiento con factores conducte Estudios Epidemiol&#243;gicos sobre Envejecimiento</p><p class="elsevierStylePara">Instituto de Salud Carlos III &#40;Jes&#250;s de Pedro&#44; Pablo Mart&#237;nez-Mart&#237;n&#44; Jos&#233; Luis del Barrio&#44; Javier Almaz&#225;n&#44; Fuencisla Avellanal&#44; Raquel Boix&#44; Elena Cerrato&#44; Mar&#237;a Jos&#233; Medrano&#44; Javier Viru&#233;s&#41;&#46; Unidad de Neurolog&#237;a del Hospital Universitario Miguel Hern&#225;ndez de Alicante &#40;Manuel Gir&#243;n&#44; Jordi Mat&#237;as-Guiu&#44; Jos&#233; Manuel Molt&#243;&#41;&#46; Unidad de Diagn&#243;stico y Tratamiento de la Demencia del Hospital Universitario de Bellvitge de Barcelona &#40;Jordi Gasc&#243;n&#44; Ram&#243;n Re&#241;&#233;&#41;&#46; Unidad Psicogeri&#225;trica del Hospital Universitario de Santiago de Compostela &#40;Carmen Garc&#237;a&#44; Raimundo Mateos&#44; Ram&#243;n Ramos&#41;&#46; Unidad de Epidemiolog&#237;a Cl&#237;nica del Hospital Universitario de la Princesa de Madrid &#40;Margarita Alonso&#44; Cristina Fern&#225;ndez&#44; Rafael Gabriel&#41;&#46; Unidad de Demencia del Hospital Santa Caterina de Girona &#40;Josep Garre-Olmo&#44; Secundino L&#243;pez-Pousa&#44; Jordi Llin&#224;s-Regl&#224;&#44; Joan Vilalta-Franch&#41;&#46; Secci&#243;n de Neurolog&#237;a del Hospital Donostia en Bidasoa-Hondarribia &#40;Ana de Arce&#44; Alberto Bergareche&#41;&#46; Instituto de Geograf&#237;a y Econom&#237;a del Centro Superior de Investigaciones Cient&#237;ficas &#40;Gloria Mayoralas&#44; Fermina Rojo&#41;&#46; Departamento de Medicina Preventiva de la Universidad Aut&#243;noma de Madrid &#40;&#193;ngel Otero&#44; &#193;ngel Rodr&#237;guez&#41;&#46; Unidad de Neurolog&#237;a del Hospital Virgen del Camino de Pamplona &#40;Juli&#225;n Benito&#44; F&#233;lix Bermejo-Pareja&#44; Jaime D&#237;az&#44; Saturio Vega&#44; Jos&#233; Mar&#237;a Manubens&#41;&#46; Hospital General Provincial de Pontevedra &#40;&#193;ngel Aneiros&#44; Manuel Seijo&#44; Ram&#243;n Su&#225;rez&#44; Eugenio Torres&#41;&#46; Unidad de Neurolog&#237;a del Hospital General de Segovia &#40;Jacinto Duarte&#44; Amelia Mendoza&#44; Fernanda S&#225;nchez&#41;&#46; Unidad Geri&#225;trica del Hospital Geri&#225;trico Virgen del Valle de Toledo &#40;Antonio Carbonell&#44; Francisco Jos&#233; Garc&#237;a&#44; Alejandro P&#233;rez&#44; Mar&#237;a Isabel S&#225;nchez&#41;&#46; Departamento de Medicina y Psiquiatr&#237;a de la Universidad de Zaragoza &#40;Antonio Lobo&#44; Pedro Saz&#41;&#46;</p><p class="elsevierStylePara"><img src="2v128n13-13100935tab10.gif"></img></p>"
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Información del artículo

ISSN: 00257753
Idioma original: Español

DOI:10.1157/13100935

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