La medida de independencia funcional en sujetos con lesión medular: estudio de la homogeneidad y validez
MEASURING OF FUNCTIONAL INDEPENDENCE IN SPINAL CORD LESION SUBJECTS: STUDY OF HOMOGENEITY AND VALIDITY
M. J.. Zarco Periñán, C.. Echevarría Ruiz de Vargas, M.. Barrera Chacón, J.. García Díaz
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J.*, ECHEVARRIA RUIZ DE VARGAS, C.**, BARRERA CHACON, M.** y GARCIA DIAZ, J.**</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">*Hospital Universitario Puerta del Mar de Cádiz. **Hospital Universitario Vírgen del Rocío de Sevilla.</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Correspondencia:</span><br></br> M.ª José Zarco Periñán<br></br> Juan Díaz de Solís<br></br> Núcleo Guadalquivir, 4 - 3º B<br></br> 41010 Sevilla</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Resumen.--</span><span class="elsevierStyleItalic">Objetivo:</span> Valorar las características métricas de la Medida de Independencia Funcional (MIF) en pacientes con lesión medular comprobando la homogeneidad y validez de la escala.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Pacientes y método:</span> La MIF se aplicó a 98 lesionados medulares. La valoración de la homogeneidad se realizó comprobando la relación existente entre cada uno de los ítems que componen el instrumento y el total de la escala, aplicando el coeficiente de correlación, y mediante el cálculo de la consistencia interna, utilizando el alfa de Cronbach. Posteriormente, se analizó la validez convergente/divergente de los ítems, así como la validez de constructo al comparar la relación de la MIF con la escala motora de la Asociación Americana de Lesión Medular (ASIA), utilizando el coeficiente de Spearman Rho.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Resultados:</span> Al valorar la homogeneidad de la MIF se comprobó que, en todos los casos, la relación del ítem con la escala fue superior a 0,2, mientras que en el análisis de la consistencia interna se obtuvo un coeficiente alfa de Cronbach superior a 0,9, tanto para el total de la escala como para cada una de las subescalas que la componen. Al analizar la validez comprobamos que los ítems cumplían los criterios de convergencia en el 94,4%, y de divergencia en el 100% de los casos. Se comprobó también la relación existente entre la MIF y la escala motora de ASIA (coeficiente de Spearman de 0,6).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusión:</span> Hemos comprobado la homogeneidad de la MIF en personas con lesión medular, verificando también la existencia de validez convergente/divergente de los ítems y la validez de constructo. Consideramos que son necesarias posteriores investigaciones que demuestren la dimensionalidad de esta escala.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Palabras clave: <span class="elsevierStyleItalic">Instrumentos de medida. Validez. Homogeneidad. Medida de independencia funcional. Lesión medular.</span></span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">MEASURING OF FUNCTIONAL INDEPENDENCE IN SPINAL CORD LESION SUBJECTS: STUDY OF HOMOGENEITY AND VALIDITY</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Summary.--</span><span class="elsevierStyleItalic">Objective:</span> Evaluate the metric characteristics of the Functional Independence Measure (FIM) in patients with spinal cord lesions, verifying the homogeneity and validity of the scale.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Patients and methods:</span> The MIF was applied to 98 spinal cord lesioned patients. The assessment of the homogeneity was performed by verifying the relationship existing between each one of the items that made up the instrument and the scale total, applying the correlation coefficient and by the calculation of the internal consistency, using the Cronbach''s alpha. Later, the convergent/divergent validity of the items and the validity of the construct when comparing the MIF relationship with the motor scale of the American Spinal Injuries Association (ASIA), using the Spearman Rho correlation coefficient.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Results:</span> When the homogeneity of the MIF was evaluated, it was verified that, in every case, the relationship of the item with the scale was greater than 0.2 while a Cronbach''s alpha coefficient greater than 0.9 for both the total of the scale and for each one of the subscales which make it up was obtained in the internal consistence analysis. When the validity was analyzed, we verified that the items fulfilled the convergence criteria in 94.4% and the divergence ones in 100% of the cases. The relationship existing between the MIF and the ASIA motor scale (Spearman coefficient of 0.6) was also verified.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Conclusion:</span> We have verified the homogeneity of the MIF in persons with spinal cord lesion, and also verified the existence of the convergent/divergent validity of the items and the construct validity. We consider that future investigations are necessary to demonstrate the dimensionality of this scale.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Key words: <span class="elsevierStyleItalic">Measurement instruments. Validity. Homogeneity. Functional independence measure. Spinal cord.</span></span></p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">INTRODUCCIÓN</span></p><p class="elsevierStylePara">Para describir el verdadero impacto que produce la lesión medular es necesario no sólo valorar el grado de deficiencia que presentan estas personas, sino evaluar también el nivel de incapacidad que origina (1, 2). Estos dos conceptos no son fácilmente cuantificables, circunstancia que se ha intentado resolver mediante el empleo de instrumentos de medidas (3-6).</p><p class="elsevierStylePara">La Asociación Americana de Lesión Medular (ASIA), en un intento de estandarizar la valoración de los pacientes con lesión medular, ha realizado una clasificación internacional, tanto neurológica como funcional, donde se incluye a la Functional Independence Measure (FIM) como el instrumento estándar para valorar el nivel funcional que presentan estas personas (7, 8).</p><p class="elsevierStylePara">Desde su creación, la FIM ha sido el instrumento más ampliamente utilizado y difundido en la literatura científica (9-11), y son múltiples las investigaciones que han demostrado sus características métricas (11-14). Este instrumento valora un total de 18 actividades, que se agrupan en dos dimensiones, la motora y la cognitiva (11, 15).</p><p class="elsevierStylePara">Dada la necesidad de aplicar instrumentos de medidas estandarizados es importante que estas escalas puedan utilizarse en los distintos países y culturas. En nuestro país existe una versión traducida al castellano de la FIM, la Medida de la Independencia Funcional (MIF) (16), para su utilización en la población española. Sin embargo, la adaptación transcultural de un instrumento no sólo requiere realizar una traducción mediante una metodología predeterminada, sino que es necesario evidenciar también las distintas características métricas del instrumento en la nueva cultura (17, 18). Una manera de evaluar estas características en la versión castellana es aplicar los estudios realizados con el instrumento original (17-19).</p><p class="elsevierStylePara">Nuestro objetivo ha sido valorar dos características métricas de la versión española de la FIM en personas con lesión medular: 1) la homogeneidad, tanto de la escala como de las dos subescalas que la componen; y 2) la validez convergente/divergente de los ítems y la validez de constructo, mediante la comprobación de la relación existente entre el nivel de deficiencia y de incapacidad.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">PACIENTES Y MÉTODO</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Pacientes</span></p><p class="elsevierStylePara">Participaron en el estudio 98 sujetos con lesión medular que habían sido tratados en la Unidad de Lesionados Medulares del Hospital Virgen del Rocío. No se realizó una selección previa de los pacientes, sino que se escogieron aquellos que acudieron consecutivamente al hospital para su revisión anual por resultar más fácil.</p><p class="elsevierStylePara">Todos los participantes cumplían los siguientes criterios de inclusión: haber sido dados de alta de nuestro hospital antes del comienzo del estudio, y que no existiesen problemas durante la realización de la entrevista personal que pusieran en duda los datos recogidos. Consideramos este criterio de inclusión porque al aplicarse la MIF en forma de entrevista personal, era necesario que el participante pudiera responder a las actividades analizadas. Por otra parte, en las distintas investigaciones donde se ha utilizado la versión original de la FIM como entrevista personal se valoraron personas que residían en la comunidad (13, 20-24).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Método</span></p><p class="elsevierStylePara">Todas las personas fueron evaluadas en el mismo lugar del hospital y por el mismo evaluador. En todos los casos se recogieron datos demográficos (edad, sexo, nivel de educación) y el nivel de lesión. Posteriormente se les administraron los siguientes instrumentos:</p><p class="elsevierStylePara">1) MIF (16). Valora un total de 18 actividades, cada una de las cuales se evalúa de 1 a 7, donde 1 indica total dependencia y 7 independencia completa; y 2) escala motora de ASIA (7, 8). Se utilizó para valorar el nivel de deficiencia. Evalúa los músculos claves de los distintos miotomas del cuerpo y utiliza como medida de fuerza muscular el test muscular manual (25). Así, en un sujeto normal la puntuación obtenida es de 100.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Valoración del nivel de respuesta de los ítems de la MIF:</span> Se analizó la distribución de los 18 ítems de la MIF, calculándose la media y desviación típica de cada uno de ellos. Para analizar los valores extremos se identificaron los ítems que presentaban el valor medio más bajo (menor de 3) y el más alto (mayor de 5). Posteriormente se identificaron aquellos ítems que presentaban un valor medio mayor o menor que la media de todos los ítems, más/menos dos desviaciones típica (26, 27).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Valoración de la homogeneidad de la MIF.</span> Esta característica se analizó mediante: 1) la valoración de la correlación de los ítems con el total de la escala y con cada una de las dos subescalas que la componen (motora y cognitiva). En este punto, se estima eliminar cualquier ítem que presente un coeficiente de correlación inferior a 0,2 (27); y 2) la consistencia interna se examinó considerando a la MIF como una escala global (18 ítems) y como una escala de dos dimensiones o subescalas (motora y cognitiva). La consistencia interna comprueba la extensión en la cual los diferentes ítems de una escala mide la misma característica o área de función (28, 29).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Estudio de Validez.</span> Intentamos valorar la validez de la MIF como la suma de las dos subescalas, motora y cognitiva. Para ello comprobamos: 1) La validez convergente de los ítems. Se basa en la relación existente entre un ítem y el total de la subescala a la que pertenece. Cada ítem debe presentar una mayor relación con el total de la escala a la que hipotéticamente pertenece (validez convergente), que con la otra subescala que no valora el mismo constructo o concepto de la medición. En este tipo de validez se comprueba si la correlación de un ítem con el total de la escala es superior de 0,4 (26, 27, 30); y 2) La validez divergente de los ítems. Cada ítem no debe estar relacionado con el constructo que hipotéticamente no mide (26, 27).</p><p class="elsevierStylePara">La validez de constructo de la MIF fue evaluada basándose en la relación entre el nivel de deficiencia y de incapacidad, comprobando la siguiente hipótesis: en individuos con lesión medular la MIF debería estar relacionada con un indicador de severidad de la lesión medular, de forma que a medida que asciende el nivel de lesión disminuiría el valor obtenido en la MIF (29, 31-33).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Análisis estadístico</span></p><p class="elsevierStylePara">En primer lugar, se realizó un análisis descriptivo de la MIF y de cada uno de los ítems que la componen, calculando la media y desviación típica de cada uno de ellos.</p><p class="elsevierStylePara">Para el cálculo de la correlación de cada ítem con el total de la escala se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson (27, 28). En la valoración de la consistencia interna se empleó el coeficiente alfa de Cronbach, tanto para el total de la escala como para cada una de las subescalas que componen la MIF (27, 29).</p><p class="elsevierStylePara">En la verificación de la hipótesis formulada en el estudio de la validez de constructo, se utilizó el coeficiente de Spearman Rho. Se ha aplicado este coeficiente como prueba no paramétrica, al no haberse probado la linealidad de dichos instrumentos en este estudio (15, 34, 35).</p><p class="elsevierStylePara">El cálculo de los análisis anteriormente enumerados se realizó utilizando el programa estadístico Stadistic Packet Social Science (SPSS).</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">RESULTADOS</span></p><p class="elsevierStylePara">En la tabla 1 se recogen las características demográficas de los participantes del estudio. La mayoría eran hombres (82,7%), de un nivel de educación básico (72,4%) y con una edad media de 41 años (rango de 18 a 72 años).</p><table><tr><td colspan="6" width="400"><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">TABLA 1.</span> Características demográficas de los 98 pacientes del estudio.</p></td></tr><tr><td colspan="6" width="400"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="4" width="282">Edad media (en años) (DE*)</td><td width="41"> 41,5</td><td width="77"> (13,6)</td></tr><tr><td colspan="4" width="282">Sexo: Varones</td><td width="41"> 81</td><td width="77"> (82,7%)</td></tr><tr><td width="1"></td><td colspan="3" width="465"> Mujeres</td><td width="41"> 17</td><td width="77"> (17,3%)</td></tr><tr><td colspan="4" width="282">Nivel de educación: Básico</td><td width="41"> 71</td><td width="77"> (72,4%)</td></tr><tr><td colspan="3" rowspan="2" width="221"></td><td width="61">Medio</td><td width="41"> 18</td><td width="77"> (18,4%)</td></tr><tr><td width="61">Superior</td><td width="41"> 9</td><td width="77"> (9,2%)</td></tr><tr><td colspan="4" width="282">Estado cicil: Soltero</td><td width="41"> 37</td><td width="77"> (37,7%)</td></tr><tr><td colspan="2" rowspan="3" width="34"></td><td colspan="2" width="248"> Casado</td><td width="41"> 54</td><td width="77"> (51,1%)</td></tr><tr><td colspan="2" width="248"> Viudo</td><td width="41"> 4</td><td width="77">(84,1%)</td></tr><tr><td colspan="2" width="248"> Divorciado</td><td width="41"> 3</td><td width="77"> (3,1%)</td></tr><tr><td colspan="6" width="400"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="6" width="400">*DE: desviación típica.</td></tr><tr><td colspan="6" width="400"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">La mayor proporción de pacientes tenían un nivel de lesión dorsal 45,9% (45 casos), el 31,6% (31 casos) presentaban nivel cervical, mientras que el nivel lumbar lo tenían el 22,4% de los casos (22 casos).</p><p class="elsevierStylePara">La escala motora de ASIA presentó un valor medio de 46,9, con una desviación típica de 19,5 (rango 3-90). En la tabla 2 se muestra el valor medio de la MIF de los 98 lesionados medulares entrevistados, así como la desviación típica y el rango de las puntuaciones globales del instrumento. Se comprobó que el valor medio de la MIF fue de 91,1 con una desviación típica de 24,7.</p><table><tr><td colspan="6"><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">TABLA 2.</span> Análisis descriptivo de la medida de independencia funcional (MIF).</p></td></tr><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="2"><span class="elsevierStyleItalic">Subescalas MIF</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Nº ítems</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Media</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">DE*</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Rango</span></td></tr><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="2">MIF</td><td>18</td><td>91,1</td><td>24,7</td><td>36-124</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="2">MIF motor</td><td>13</td><td>56,3</td><td>24,4</td><td>13-890</td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>MIF c.p.</td><td>6</td><td>28,4</td><td>12,9</td><td>6-42</td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>MIF esfínter</td><td>2</td><td>9,3</td><td>3,2</td><td>2-14</td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>MIF movilidad</td><td>3</td><td>12,3</td><td>7,2</td><td>3-21</td></tr><tr align="CENTER"><td></td><td>MIF locomoción</td><td>2</td><td>6,1</td><td>3,0</td><td>2-13</td></tr><tr align="CENTER"><td colspan="2">MIF cognitivo</td><td>5</td><td>34,8</td><td>1,2</td><td>23-35</td></tr><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="6">*DE: desviación típica.</td></tr><tr><td colspan="6">c.p.: cuidados personales.</td></tr><tr><td colspan="6"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">En la tabla 2 se muestran también los valores obtenidos en las distintas subescalas de la MIF. En este punto hemos de reseñar la homogeneidad de los participantes del estudio en la subescala cognitiva ya que la mayoría recibieron el nivel más alto en los distintos ítems cognitivos.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Análisis de los ítems</span></p><p class="elsevierStylePara">La tabla 3 muestra el análisis descriptivo de las puntuaciones individuales de cada uno de los ítems. Como podemos apreciar en todas las actividades motoras se utilizaron los siete niveles de puntuación de esta escala, no sucediendo igual en los ítems cognitivos. En esta tabla se muestra también la media y desviación típica de cada uno de los ítems, así como la media de todos los ítems. Los ítems de la subescala motora presentaban el valor medio más bajo, mientras que este valor fue superior al analizar los ítems cognitivos.</p><table><tr><td colspan="4"><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">TABLA 3.</span> Análisis descriptivo de la MIF por ítems.</p></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td><span class="elsevierStyleItalic">Ítems</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Media</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">DE*</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic">Rango</span></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td>MIF motor</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr align="CENTER"><td>1</td><td>5,9</td><td><p class="elsevierStylePara">2,0</p></td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>2</td><td>5,6</td><td>2,4</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>3</td><td>3,8</td><td>2,5</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>4</td><td>5,3</td><td>2,4</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>5</td><td>4,0</td><td>2,6</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>6</td><td>3,7</td><td>2,5</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>7</td><td>4,6</td><td>1,9</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>8</td><td>4,6</td><td>1,5</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>9</td><td>4,6</td><td>2,5</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>10</td><td>3,9</td><td>2,6</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>11</td><td>3,6</td><td>2,3</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>12</td><td>4,5</td><td>2,0</td><td>1-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>13</td><td>1,7</td><td>1,6</td><td>1-7</td></tr><tr><td>MIF cognitivo</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr align="CENTER"><td>1</td><td>6,9</td><td>0,4</td><td>3-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>2</td><td>6,9</td><td>0,2</td><td>5-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>3</td><td>6,9</td><td>0,3</td><td>4-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>4</td><td>6,9</td><td>0,3</td><td>4-7</td></tr><tr align="CENTER"><td>5</td><td>6,9</td><td>0,2</td><td>5-7</td></tr><tr><td>Media**</td><td>4,9</td><td>1,4</td><td></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="4"><p class="elsevierStylePara">*DE: desviación típica.<br></br> **Media: media y desviación típica de todos los ítems.</p></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">Al valorar las observaciones extremas comprobamos que los ítems que presentaron un valor medio superior a cinco fueron la alimentación, cuidado de apariencia y los ítems cognitivos. Por el contrario, la media fue inferior a tres en la utilización de escalera.</p><p class="elsevierStylePara">Sin embargo, al evaluar las puntuaciones de los ítems que eran superiores o inferiores a la media de los ítems, más/menos dos desviaciones típicas, comprobamos que no existían problemas en los límites superiores. Por el contrario, al evaluar los valores más bajos observamos que un ítem, el que valora la subida de escaleras, fue el único que presentaba un valor medio inferior a la media de los restantes ítems.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Homogeneidad de la MIF</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Correlación ítem con el total de la escala:</span> Al analizar la correlación de cada uno de los ítems de la MIF con el total de la escala observamos, como se muestra en la tabla 4, que esta correlación fue en todos los casos superior a 0,2, con un rango de 0,2 a 0,9. Se observó que los valores más altos se presentaron en las actividades de movilidad, mientras que las correlaciones mas bajas se obtuvieron en los ítems cognitivos.</p><table><tr><td colspan="4"><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">TABLA 4.</span> Correlación ítems-escala y consistencia interna de la MIF.</p></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="2"><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">MIF subescalas</span></p></td><td><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic"> Ítems-escala*</span></p></td><td><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Alfa**</span></p></td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="2">MIF</td><td>0,2 - 0,9</td><td>0,9</td></tr><tr><td colspan="2">MIF motor</td><td>0,3 - 0,9</td><td>0,9</td></tr><tr><td></td><td>MIF c.p.</td><td>0,6 - 0,8</td><td></td></tr><tr><td></td><td>MIF esfínter</td><td>0,5 - 0,7</td><td></td></tr><tr><td></td><td>MIF movilidad</td><td>0,8 - 0,9</td><td></td></tr><tr><td></td><td>MIF locomoción</td><td>0,3 - 0,8</td><td></td></tr><tr><td colspan="2">MIF cognitivo</td><td>1</td><td>0,9</td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="4">c.p.: cuidados personales.<br></br> *Rango de correlaciones del ítem con el total de la escala o con la subescala a la que pertenece.<br></br> **Valor del coeficiente alfa de Cronbach.</td></tr><tr><td colspan="4"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">De igual forma, al valorar la correlación de cada uno de los ítems con la subescala a la que pertenece comprobamos (tabla 4), en la subescala motora, que la correlación más baja se obtuvo en los ítems de locomoción, especialmente en la actividad de escalera.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Consistencia interna:</span> El valor alfa de Cronbach para el total de la MIF fue de 0,9. Al intentar mejorar la homogeneidad de la escala mediante el cálculo de alfa tras la exclusión sistemática de los ítems que presentaban una mayor o menor correlación, se observó que el valor no variaba sustancialmente. El máximo aumento de alfa de Cronbach fue de 0,003 cuando se excluyeron los ítems cognitivos.</p><p class="elsevierStylePara">Al analizar el valor alfa de Cronbach para cada una de las subescalas (tabla 4), observamos valores también elevados. Así, comprobamos que el valor de alfa para las subescalas motora y cognitiva fue de 0,9. Tampoco se observó diferencia en el valor de alfa obtenido en estas dos subescalas tras la exclusión sistemática de cada uno de los ítems.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">Estudio de validez</span></p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">Validez convergente/divergente:</span> Cuando analizamos la relación existente de los ítems motores con la subescala a la que pertenece, como se aprecia en la tabla 5, comprobamos que esta relación fue en casi todos los casos superior a 0,4. La única excepción se observó al calcular esta relación en el ítem de locomoción correspondiente a la escalera. Con respecto a los ítems cognitivos, comprobamos también que todos ellos estaban sustancialmente relacionados con la escala a la que pertenecían (tabla 6). Los ítems cumplían los criterios de convergencia en el 94,4%.</p><table><tr><td colspan="3"><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">TABLA 5.</span> Validez convergente/divergente de la MIF (subescala motora).</p></td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleItalic">MIF motor</span></p></td><td><span class="elsevierStyleItalic"> Ítems-motora*</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic"> Ítems-cognitiva**</span></td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>1. Alimentación</td><td>0,6</td><td>0,2</td></tr><tr align="CENTER"><td>2. Cuidados<span class="elsevierStyleSup">+</span></td><td>0,7</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>3. Aseo</td><td>0,8</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>4. Vestido: superior</td><td>0,8</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>5. Vestido: inferior</td><td>0,8</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>6. Utilización baño</td><td>0,8</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>7. Vejiga</td><td>0,5</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>8. Intestino</td><td>0,7</td><td>0,2</td></tr><tr align="CENTER"><td>9. Paso cama/silla</td><td>0,9</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>10. Paso WC</td><td>0,8</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>11. Paso baño/ducha</td><td>0,8</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>12. Marcha/silla</td><td>0,8</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>13. Escalera</td><td>0,3</td><td>0,04</td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="3"><span class="elsevierStyleSup">+</span>Cuidados: cuidados de apariencia.</td></tr><tr><td colspan="3">*Coeficiente de correlación de los ítems motores con la suma de los restantes ítems de la subescala motora.</td></tr><tr><td colspan="3">**Coeficiente de correlación de los ítems motores con la subescala cognitiva.</td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara"> </p><table><tr><td colspan="3"><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">TABLA 6.</span> Validez convergente/divergente de la MIF (subescala cognitiva).</p></td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td><span class="elsevierStyleItalic">MIF cognitiva</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic"> Ítems-cognitiva*</span></td><td><span class="elsevierStyleItalic"> Ítems-motora**</span></td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr align="CENTER"><td>14. Compresión</td><td>1</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>15. Expresión</td><td>1</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>16. Interacción</td><td>1</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>17. Resolución</td><td>1</td><td>0,1</td></tr><tr align="CENTER"><td>18. Memoria</td><td>1</td><td>0,1</td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr><tr><td colspan="3">*Coeficiente de correlación de los ítems cognitivos con la suma de los restantes ítems de la subescala cognitiva.</td></tr><tr><td colspan="3">**Coeficiente de correlación de los ítems cognitivos con la subescala motora.</td></tr><tr><td colspan="3"><hr></hr></td></tr></table><p class="elsevierStylePara">Por otro lado, cuando se calculó la relación existente entre los ítems de una determinada subescala (motora o cognitiva) con la subescala a la que hipotéticamente no pertenecen, comprobamos que todos los ítems motores y cognitivos presentaban una relación mayor con su propia escala que con la otra a la cual no pertenecían, es decir, el 100% de los ítems cumplían los criterios de divergencia. Así, en la tabla 5 se aprecia que la relación de los ítems motores con la subescala cognitiva fue muy inferior, con un rango de 0,04 a 0,2, mientras que los valores obtenidos entre los ítems cognitivos y la subescala motora eran de 0,2 (tabla 6).</p><p class="elsevierStylePara">Validez de contructo: La relación existente entre la escala motora de ASIA y la MIF fue de 0,6, comprobándose la hipótesis formulada de que a mayor nivel de deficiencia existiría un mayor nivel de incapacidad. Similares valores se obtuvieron al valorar la relación con la subescala motora de la MIF, donde se obtuvo un coeficiente de Spearman Rho de 0,6.</p><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">DISCUSIÓN</span></p><p class="elsevierStylePara">La MIF es uno de los instrumentos más ampliamente difundidos y aceptados para la valoración de la incapacidad (36-39), incluyendo a lesionados medulares (5, 14, 40-43).</p><p class="elsevierStylePara">Hemos aplicado la MIF en forma de entrevista personal por la mayor facilidad en la recogida de datos (44-46), su brevedad (22) y porque en los estudios en los que se ha utilizado la versión original como entrevista se valoraban individuos con lesión medular que residían ya en su comunidad (20-22, 41, 46, 47), como sucedía con los pacientes de nuestro estudio. Además, son diversos los trabajos que en la versión original han demostrado la equivalencia entre las dos formas de administración de la escala, la observacional y la de entrevista (22-24, 48). Sin embargo, para estos autores, es necesario que los individuos muestren una adecuada función verbal y cognitiva, circunstancia demostrada por los valores observados en los ítems cognitivos de nuestra muestra.</p><p class="elsevierStylePara">Ahora bien, al analizar la distribución de los ítems motores comprobamos unos valores medios algo superiores a los obtenidos con la versión original. En este punto hemos de hacer constar que el estudio de Stineman et al. (26) fue realizado valorando a los pacientes al ingreso, mientras que en el nuestro valoramos a personas que habían sido dados de alta del hospital, por lo que esto puede justificar las diferencias encontradas. Sin embargo, comprobamos que el ítem que presentaba una menor dificultad era la alimentación, mientras que el más difícil era subir escaleras, valores consistentes con los datos obtenidos con el instrumento original (26, 35). Además, en la identificación de las puntuaciones extremas observamos que tan sólo un ítem era inferior al criterio establecido. La identificación de estos ítems es importante, ya que se considera que tales cuestiones no mejoran las propiedades métricas, pero pueden reducirlas a la vez que alargan la escala (26, 27).</p><p class="elsevierStylePara">Por otra parte, al analizar la homogeneidad de la escala verificamos que este instrumento valora la misma característica o área de función (26, 28, 29), no existiendo datos que indiquen la necesidad de eliminar ningún ítem de esta medida, dato que fue comprobado al observar la relación del ítem con el total de la escala. Se comprobó que, al igual que ocurría en la versión original, fue en la actividad de locomoción donde se observaban los valores de correlación más bajos. Para Dodds et al. (32) esto indica la necesidad de aumentar los ítems de esta subescala, hecho corroborado por Heinemann et al. (15), quienes indicaron la necesidad de introducir ítems de más fácil realización que subir escaleras y que pudieran cuantificar un nivel de actividad intermedio.</p><p class="elsevierStylePara">De igual forma, el valor de alfa de Cronbach obtenido en nuestro estudio fue superior a 0,7, valor que es considerado el mínimo aceptado para evaluar esta propiedad del instrumento (27, 49). Nuestros resultados demostraron un valor de alfa de Cronbach superior a 0,9, tanto para la MIF como para las subescalas motora y cognitiva, valores similares a los obtenidos en la versión original (26, 32), confirmándose la consistencia interna de la escala. Se comprobó, además, que el valor de alfa no varió significativamente tras la exclusión sistemática de los distintos ítems, indicando de nuevo que no es necesario la exclusión de ningún ítem para aumentar la homogeneidad de la escala. Estos datos sugieren que la versión española es conceptualmente equivalente a la versión original.</p><p class="elsevierStylePara">Con respecto a la validez convergente y divergente de los ítems, nuestros resultados apoyan el concepto de que la MIF es una escala de al menos dos dimensiones (26, 30, 50), dada la relación existente de los ítems con la subescala a la que pertenecen, obteniéndose unos valores similares a los observados en la versión original (26). Ahora bien, existen otras técnicas para valorar escalas multidimensionales (26, 28, 49), que ya han sido utilizadas con la versión original (15, 35, 51, 52), técnicas que ayudan a comprobar la validez del instrumento y que pensamos deberían realizarse en posteriores investigaciones.</p><p class="elsevierStylePara">La validez de constructo fue valorada al relacionar la incapacidad con el nivel de deficiencia, relación que es ampliamente aceptada en los pacientes con lesión medular (21, 33, 40, 53, 54). Nosotros comprobamos esta relación, obteniendo valores similares a los referidos con la versión original de la FIM (32, 54).</p><p class="elsevierStylePara">No obstante, el estudio de la validez es necesario considerarlo como una comprobación longitudinal, considerando que una medida es válida por la acumulación de evidencias que se establecen por una cadena de relaciones que es necesario satisfacer (26, 29, 49).</p><p class="elsevierStylePara">Nuestros resultados permiten comprobar la homogeneidad y la validez de la MIF en pacientes con lesión medular, considerándose que son necesarias posteriores investigaciones que demuestren la dimensionalidad de la MIF como una escala de dos dimensiones, y la linealidad del instrumento.</p><hr></hr><p class="elsevierStylePara"><span class="elsevierStyleBold">BIBLIOGRAFIA</span></p><p class="elsevierStylePara">1. Whiteneck GG. Measuring what matters: key rehabilitation outcomes. 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Información del artículo
ISSN: 00487120Idioma original: Español
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| 2023 Marzo | 1 | 0 | 1 |
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| 2018 Enero | 29 | 0 | 29 |
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| 2017 Noviembre | 47 | 0 | 47 |
| 2017 Octubre | 39 | 0 | 39 |
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