Con frecuencia los pacientes con demencia son objeto de actitudes discriminadoras, sin embargo son escasos los instrumentos confiables destinados a evaluarlas.
ObjetivoElaborar y validar una escala para detectar actitudes negativas hacia la demencia y determinar sus propiedades psicométricas, criterios de fiabilidad, validez convergente y divergente.
Participantes y métodosPara la selección de ítems se reclutaron 50 sujetos. La validación de la escala se realizó sobre 296 sujetos de ambos sexos, entre estudiantes de psicología, medicina y enfermería.
Material y métodosSe diseñó una escala de actitudes tipo Likert de 30 ítems con 7 opciones de respuesta. Tras el análisis piloto de la escala y la correlación ítem-ítem total se elaboró el instrumento definitivo de 20 ítems con un índice alfa de Cronbach de 0,89. Luego del análisis factorial de componentes principales se eligió una solución de tres factores: rechazo, afecto y experiencia, que explicaban el 65,7% de la varianza total. El análisis factorial confirmatorio con ecuaciones estructurales mostró buenos índices de ajuste (CFI=0,92; GFI=0,94; AGFI=0,90; PGFI=0,91; RMSEA=0,05). La validación convergente arrojó una correlación positiva con las escalas de actitudes hacia: la demencia, las personas con discapacidad, el envejecimiento y el cuestionario de evaluación de estereotipos negativos hacia la vejez.
ResultadosLa mayor educación y el contacto previo con pacientes con demencia se asociaron con actitudes más positivas (F=29,16 y z=12,45 respectivamente).
ConclusionesLa escala de actitudes hacia la demencia es un instrumento válido y fiable para detectarlas en la población general.
Patients suffering from dementia are often subjected to discriminatory attitudes, but there are few instruments able to measure these.
Objectivethe construction and validation of a scale to detect negative attitudes toward patients with dementia and determine its psychometric properties, reliability criteria, and convergent and divergent validity.
Participants and methodsFifty subjects were recruited for item selection. The scale was validated using 296 subjects of both genders, and included psychology, medical and nursing students.
Material and methodsA Likert-type attitudes scale of 30 items with 7 answers options was developed. After the pilot analysis of the scale and total item-item correlation a definitive tool of 20 items was developed, with a Cronbach‘s alpha index of 0.89. After the main component analysis, a 3 factors solution was preferred (rejection, effect and experience), which alone could explain the 65.7% of the total variance. Confirmatory factorial analysis with structural equations showed good fitting indexes (CFI=0.92; GFI=0.94; AGFI=0.90; PGFI=0.91; RMSEA=0.05). Convergent validation showed a positive correlation with scales measuring attitudes toward dementia, handicapped people, aging, and a questionnaire on negative stereotypes toward aging.
ResultsHigher education and previous contact with the elderly were associated with more positive attitudes (F=29.16 and z=12.45, respectively).
ConclusionsThe attitudes toward dementia scale is a valid and reliable instrument to detect these in the general population.
A medida que aumentan los casos de demencia, es importante que la sociedad en su conjunto desarrolle una visión realista que tome en consideración la perspectiva de los pacientes en el diseño de planes de cuidados y tratamiento1.
El empoderamiento de este grupo de enfermos permitiría crear una alternativa a la opción tutelar tradicional2; sin embargo, el estigma y los prejuicios negativos asociados con la demencia aún siguen constituyendo un obstáculo para estos logros, generando mayor discapacidad, dependencia y deterioro3.
Las actitudes prejuiciosas hacia los pacientes con demencia se asocian con la evitación del contacto con ellos en un porcentaje tan alto como el 80% de los sujetos entrevistados, como se desprende de diversos estudios4. Estas actitudes se extienden a los propios pacientes al momento de recibir el diagnóstico de demencia, quienes manifiestan preocupación por los efectos que la enfermedad puede ejercer sobre sus familiares y amigos5.
En efecto, ellos temen ser segregados junto con sus familiares como consecuencia de la enfermedad. Un cuerpo creciente de estudios acerca de las personas mayores con demencia indica una tendencia a considerarlas en términos deficitarios en cuanto a capacidades y competencias, particularmente entre en legos y cuidadores6, personal de instituciones geriátricas7 y estudiantes8.
También hay una tendencia a evaluar negativamente a los pacientes con demencia comparados con otras enfermedades9. Es común asumir que todos las personas mayores van a terminar desarrollando un deterioro cognitivo. En estadios iniciales de la enfermedad, los pacientes son sensibles a la reacción de los demás y se autoevalúan de manera negativa10.
Todos estos estudios sugieren que los pacientes con demencia están en riesgo de ser objeto de actitudes prejuiciosas y discriminadoras por su condición. Si las actitudes del público lego ante las personas con demencia tienen consecuencias importantes en la integración social de las mismas, mucho mayor es el perjuicio cuando se trata de aquellos profesionales encargados de su atención y rehabilitación11, resultando de gran eficacia la evaluación de las actitudes como paso previo a la integración de estas personas con distintos grados de discapacidad mental12.
Sin embargo, no siempre las actitudes hacia los pacientes con demencia son negativas; también se han reportado actitudes positivas por parte de miembros de la comunidad y profesionales de la salud. La relación de algunos grupos de estudiantes y cuidadores con personas afectas de demencia se asocia con respuestas positivas13, particularmente cuando en estas relaciones se estimula el intercambio creativo con los pacientes14.
Sin embargo, a pesar de la importancia de las actitudes hacia las personas con demencia para lograr su incorporación de pleno derecho a la vida social, todavía son pocos los centros e instituciones que incluyen, como parte de sus actividades y objetivos, la evaluación y mejora de las actitudes, sumado a la escasez de instrumentos destinados específicamente a esta finalidad15.
Poco es lo que se conoce sobre la distribución de las actitudes hacia la demencia en distintos grupos sociales, o si forman una categoría distinta con respecto a la atribución negativa hacia la vejez, o hacia las enfermedades neurológicas en general16. Las actitudes generalmente son automáticas, tienen consecuencias directas sobre los sujetos a quienes se dirigen17 y dado que su modificación aporta efectos beneficiosos, particularmente en el contexto de grupos de apoyo18, se hace patente la importancia de investigar las actitudes hacia los pacientes con demencia con instrumentos válidos y confiables.
Las actitudes, definidas como respuestas a personas, objetos o categorías sociales, han sido evaluadas con un modelo tripartito utilizando tres registros: emocional, cognitivo y conativo19, cada uno oscilando entre una valencia positiva y otra negativa; afecto o rechazo para emoción, acercamiento o alejamiento para conducta y seguro o inseguro para conocimiento (fig. 1).
Existen numerosos instrumentos para la evaluación de las actitudes hacia la vejez y la discapacidad en general, entre los que se destacan la Escala de Actitudes hacia las Personas con Discapacidad (EAPD)20, la escala de actitudes hacia el envejecimiento21, el cuestionario de evaluación de estereotipos negativos hacia la vejez22, la Kogan Attitudes toward Old People Scale23, la Fraboni Scale of Ageism24, mientras que algunas escalas que valoran actitudes hacia la demencia de tipo Alzheimer incluyen la Attitudes toward Disabled Persons Scale25, la Interaction with Disabled Persons Scale26, o el Approaches to Dementia Questionnaire (ADQ)27.
Si bien estas últimas escalas han sido validadas psicométricamente, algunas no son directamente comparables entre distintas culturas28, no han sido generalizadas a diferentes grupos sociales29, sus ítems son confusos y limitados30, no abarcan los tres factores del constructo de actitud. Algunas escalas se enfocan solo en el afecto31, otras miden la simpatía y la predisposición para ayudar a los sujetos con demencia, pero no valoran el componente cognitivo y usan muestras homogéneas de estudiantes32.
La ADQ mide actitudes con énfasis en el enfoque centrado en la persona con demencia y evaluando aspectos como el optimismo y la esperanza, pero ha sido utilizada en ámbitos muy restringidos como el personal de geriátricos en el Reino Unido33.
La EAPD mide aquellos aspectos referidos a los déficits mentales, con lo cual podría incluir a los pacientes con demencia, pero también a aquéllos con retraso mental o enfermedades psiquiátricas, con lo cual pierde especificidad. Además evalúa las actitudes ante otros tipos de discapacidades como las visuales, físicas, auditivas o múltiples, por lo cual dificulta valorar el impacto específico de la demencia con respecto a las actitudes.
Las escalas de evaluación de las actitudes ante la vejez también pueden solaparse en sus resultados con las actitudes hacia la demencia, sin embargo ambas representan situaciones diferentes34, y la demencia puede sobrevenir aún en personas con edades menores a las que marcan el comienzo de la vejez35.
Finalmente, otras escalas no han sido validadas en nuestro medio. Por todo lo anterior, sería deseable contar con escalas validadas psicométricamente en español para la valoración específica de las actitudes hacia los pacientes con demencia.
ObjetivosDesarrollar la «Escala de Actitudes hacia la Demencia» (EAD), para la evaluación de las actitudes hacia las personas con demencia, y determinar sus propiedades psicométricas, criterios de fiabilidad, validez convergente y divergente.
Material y métodosLa EAD se construyó basándose en el modelo tripartito de las actitudes y se diseñó en tres etapas sucesivas, realizando al principio entrevistas en profundidad conducidas en grupos focales36, de las cuales se extrajo material informativo para el desarrollo de una escala de ítems revisada posteriormente por un panel de expertos y sometida a un análisis factorial exploratorio para encontrar el menor número de factores representativos. Esta escala piloto fue administrada a una muestra heterogénea de sujetos y finalmente fue evaluada en sus propiedades psicométricas.
Se escogió el término de demencia ya que permite englobar de manera eficaz los múltiples tipos de demencia descriptos, tales como demencia de tipo Alzheimer, demencia con cuerpos de Lewy, demencia frontotemporal o demencia vascular, no siempre conocidos por el público lego. De este modo, aquellos sujetos que tuvieran un conocimiento restringido del trastorno demencial podrían completar la escala dentro de ese rango, mientras que aquéllos con un conocimiento más amplio, no tendrían inconvenientes en la comprensión semántica del término.
Por otra parte, dado que el término demencia tiene una fuerte asociación con los conceptos de envejecimiento y de afección, se presta mejor a ser considerado como elemento generador de actitudes, en general negativas, hacia los portadores de esta condición37. Todos los participantes firmaron un consentimiento informado aceptando su participación en el estudio, de acuerdo con los principios bioéticos de investigación en psicología. Para ello recibieron una hoja de información describiendo el estudio y aceptando su participación voluntaria en la investigación una vez firmado dicho formulario38.
SujetosLos sujetos para la validación de la EAD fueron escogidos de manera aleatoria, en grupos con alta probabilidad, actual o futura, de interactuar con pacientes portadores de demencia, como familiares de pacientes, estudiantes universitarios, psicólogos, enfermeras y médicos39. La muestra buscó ser heterogénea en cuanto a las ocupaciones, edades, género y conocimiento/contacto previo con pacientes con demencia.
Primera fase: entrevistas estructuradas y construcción de una escala inicial de 30 ítemsSujetosSe incluyeron a 6 enfermeras y 5 enfermeros con experiencia en el cuidado de pacientes con demencia, 5 mujeres y tres varones familiares directos de pacientes con demencia, 6 mujeres y dos varones familiares de personas mayores sin demencia, 7 mujeres y 5 varones estudiantes universitarios sin contacto con pacientes con demencia, tres psicólogas y un psicólogo con conocimientos limitados de los procesos demenciales y 4 médicos y tres médicas que no se desempeñaban habitualmente en instituciones de cuidados geriátricos. Los participantes se reclutaron de manera aleatoria, en un centro universitario y en tres instituciones geriátricas. En el cado de los estudiantes universitarios, se limitó la selección a aquellos que no refirieron tener conocimientos sobre la demencia ni tener familiares o conocidos con esta enfermedad. Las características demográficas de la muestra se observan en la tabla 1.
Características demográficas de los sujetos en la muestra para construcción de ítems
| Género (mujer/varón) | Edad (media±DE) | Años educación | Conocimiento/contacto previo con pacientes con demencia | |
| Médicos | 3/4 | 49,3±2,34 | 23,4±3,6 | Sí/No |
| Enfermeros | 6/5 | 28,6±3,24 | 19,2±2,41 | Sí/Sí |
| Psicólogos | 3/1 | 31,3±4,21 | 22,7±3,1 | Sí/No |
| Estudiantes | 7/5 | 20,7±1,6 | 14,2±1,2 | No/No |
| Familiares c/d | 5/3 | 57,3±1,3 | 11,4±2,1 | No/Sí |
| Familiares s/d | 6/2 | 55,7±2,8 | 10,9±2,6 | No/No |
Cada uno de los participantes fue entrevistado de manera individual y se les formularon una serie de preguntas con final abierto que exploraban los tres dominios mencionados de las actitudes: emoción, conocimiento y motivación. Se les pidió que describieran sus conocimientos generales sobre la demencia, sus percepciones sobre las capacidades, sentimientos, posibilidades y bienestar de estos pacientes, además de las reacciones emocionales y las conductas que habrían expresado en caso de estar en presencia de una persona con demencia y agitación, agresividad o turbulencia. Las 49 entrevistas en profundidad constituyen un número suficiente para cubrir un dominio conceptual40. Las entrevistas se realizaron cara a cara, en presencia de un entrevistador experimentado, duraron un promedio de 80 minutos y se grabaron y se transcribieron literalmente, usando técnicas de análisis cualitativo41. De este modo se identificaron temas y patrones de conductas recurrentes, que se agruparon por categorías que compartían idénticos rasgos. Finalmente, las respuestas obtenidas se compararon en los distintos grupos.
ResultadosLos familiares y los cuidadores enfatizaron en sus respuestas que las personas con demencia tienen iguales derechos que las demás personas, tienen necesidad de mantener una interacción social con otros individuos a pesar de sus deterioro, que tienen necesidad de comunicarse a pesar de los trastornos del lenguaje y la memoria, recurriendo en ocasiones a comunicaciones no verbales como gestos, miradas o agitación, que el ambiente de cuidado familiar es el más propicio para estos pacientes en etapas iniciales de la enfermedad. El comentario más habitual es referido a mantener la dignidad de la persona aun cuando la enfermedad no tenga cura y sea crónica. Los estudiantes universitarios, posiblemente debido a su desconocimiento de la enfermedad y a su ausencia de contacto con pacientes con demencia, refirieron en su mayoría que estarían dispuestos a colaborar con estos pacientes, pero no a cuidarlos ya que no sabrían como hacerlo.
Sobre los modos de colaboración, ellos refirieron que lo harían acompañándolos en una salida, o leyéndoles una carta, pero no estarían dispuestos a ayudarles en el vestido, la higiene o la alimentación. La mayoría no se sentiría cómoda en una situación en que el paciente exhibiera agitación o agresividad. Los psicólogos refirieron que no tendrían inconvenientes en interactuar con los pacientes con demencia, que se deben respetar sus derechos, pero que su ayuda profesional se vería limitada por tratarse de una enfermedad orgánica y sin posibilidades de curación.
Sí creen que podrían ayudar a los familiares instruyéndolos en técnicas para evitar las escaladas agresivas y en manejo de conductas, así como conduciendo talleres de estimulación de la memoria. Los médicos en su mayoría enfatizaron que la mejor opción para los pacientes sería la medicación, mantenerlos calmos, y recluirlos en una institución de cuidados geriátricos, y no tendrían inconvenientes en interactuar con un paciente agresivo, a condición de poder medicarlo para disminuir el comportamiento desviado. En general, los resultados arrojaron las siguientes conclusiones: a) énfasis en el reconocimiento de núcleos remanentes de actividades autónomas en pacientes con demencia; b) las redes de interacción son positivas para el paciente; c) el ámbito familiar se visualiza como el más continente para el paciente, proveyendo estabilidad y seguridad; d) el conocimiento sobre la enfermedad permite cambiar la aproximación al enfermo; e) la comunicación del enfermo se basa en manifestaciones conductuales más que en las verbales, y f) predomina una conducta de evitación, antes que una búsqueda de interacción con los enfermos.
En todos los casos se manifestó afecto hacia los pacientes, en menos casos temor hacia comportamientos disruptivos y en la mayoría que la falta de conocimientos y experiencia con los enfermos representa un obstáculo que disminuye la competencia para la interacción y el contacto. Del total, 6 ítems («los pacientes con demencia no tienen cura y siempre van a estar peor», «los pacientes con demencia solo necesitan comida e higiene», «los pacientes con demencia deben estar con la familia», «todos los pacientes con demencia deberían tener apoderado», «las personas con demencia deben estar en una institución», «los pacientes con demencia deben estar medicados») se agregaron para representar el paradigma de la nueva versus la vieja cultura en las actitudes hacia la demencia y el enfoque centrado en la persona42.
Las respuestas se agruparon en 4 categorías: «afecto» y «temor» (dimensión afectiva), «rechazo» (dimensión conductual) y «experiencia» (dimensión conocimiento). Se derivaron 30 ítems agrupados en las categorías mencionadas. En la segunda fase se realizó el análisis de ítems y factorial de esta escala inicial.
Segunda fase: validación de la escala de 30 ítemsSujetosSe seleccionaron 100 estudiantes de psicología, 100 estudiantes de enfermería y 100 estudiantes de medicina para la administración del instrumento inicial, basándose en las reglas usuales de emplear una muestra no menor a 100 o 10 × N.° de ítems43. Del total, se excluyeron 4 participantes por datos faltantes, de modo tal que el número final fue de 296. Las edades oscilaron entre 19 y 47 años (M=33,8; DE=4,8) y la distribución por género fue 70% mujeres y 30% varones.
Método y materialesSe administró la escala de 30 ítems además de una pregunta adicional: «¿Ha tenido la oportunidad de cuidar a un paciente con demencia en algún momento de su vida?». El objetivo de la misma fue evaluar si la familiaridad con un paciente con demencia correlaciona con actitudes positivas o negativas hacia el mismo. Dos investigadores ofrecieron la posibilidad de completar la escala a los estudiantes universitarios durante las horas fuera de clase, o completarla en sus hogares y entregarla dentro de un plazo máximo de una semana. Los ítems faltantes (<0,5% de los datos totales) se sustituyeron utilizando la media de las respuestas de la persona al resto de los ítems44. De los 30 ítems seleccionados en el instrumento inicial, una tercera parte refleja los aspectos cognitivos de la actitud (p. ej.: es importante conocer la historia de la persona con demencia), una tercera parte refleja los aspectos emotivos (p. ej.: es gratificante trabajar con personas con demencia) y una tercera parte los aspectos comportamentales (p. ej.: no me imagino cuidando a una persona con demencia).
Cada uno de los ítems se valoró con una escala Likert de 7 puntos, desde 1 (fuerte desacuerdo) a 7 (fuerte acuerdo). La mitad de los ítems tenían puntuación revertida y la puntuación total varió entre 30 a 210, con los puntajes más altos indicando actitudes más positivas (tabla 1). Se efectuó un análisis estadístico de los ítems de la escala calculando media, desviación típica, correlación ítem-total y alfa de Cronbach sin el ítem (tabla 2).
Estadísticas de los ítems
| Estadísticas de la escala total | N=296Media | Media=158,06±12,7Mínimo | α de Cronbach=0,89 | |
| Máximo | Rango | |||
| Media de ítems | 4,55 | 3,44 | 5,87 | 2,43 |
| Varianza de ítems | 1,78 | 0,84 | 2,24 | 1,40 |
| Correlaciones inter-ítems | 0,59 | 0,34 | 0,89 | 0,55 |
| Estadísticas ítems | Media | DT | Rit-t corregida | α sin el ítem |
| Ítem 1 «Las personas con D me producen rechazo»a | 4,97 | 1,38 | 0,65 | 0,79 |
| Ítem 3 «Imposible disfrutar la convivencia con personas con D»a | 4,61 | 1,32 | 0,74 | 0,87 |
| Ítem 6 «Los pacientes con D no tienen cura y siempre van a estar peo»a | 4,67 | 1,46 | 0,61 | 0,89 |
| Ítem 7 «Los pacientes con D solo necesitan comida e higiene»a | 4,78 | 1,42 | 0,62 | 0,81 |
| Ítem 8 «Es gratificante trabajar con personas con D» | 5,19 | 1,47 | 0,77 | 0,86 |
| Ítem 11 «A la persona con D le gusta tener objetos familiares cerca» | 4,71 | 1,51 | 0,61 | 0,82 |
| Ítem 12 «No podemos hacer mucho para mejorar la calidad de vida de las personas con D»a | 4,83 | 1,52 | 0,52 | 0,87 |
| Ítem 13 «Los pacientes con D deben estar con la familia» | 4,72 | 1,51 | 0,71 | 0,89 |
| Ítem 16 «Cada persona con D tiene necesidades diferentes de los demás» | 5,13 | 1,56 | 0,68 | 0,78 |
| Ítem 17 «Es importante conocer la historia de la persona con D» | 4,74 | 1,51 | 0,61 | 0,81 |
| Ítem 18 «La persona con D reconoce cuando la quieren» | 4,97 | 1,40 | 0,64 | 0,82 |
| Ítem 19 «Las conductas problemáticas son una forma de comunicarse de las personas con D» | 4,91 | 1,42 | 0,72 | 0,83 |
| Ítem 20 «La personas con D entienden mas de lo que parece» | 4,72 | 1,43 | 0,73 | 0,85 |
| Ítem 21 «Los cambios son negativos para alguien con D»a | 4,73 | 1,47 | 0,67 | 0,87 |
| Ítem 23 «Me siento incómodo con personas con D»a | 5,29 | 1,52 | 0,72 | 0,88 |
| Ítem 25 «Preferiría no estar con personas con D agresivas»a | 5,50 | 1,51 | 0,77 | 0,85 |
| Ítem 27 «No me imagino cuidando a una persona con D»a | 4,93 | 1,52 | 0,79 | 0,85 |
| Ítem 28 «Las personas con D deben estar en una institución» | 4,79 | 1,43 | 0,73 | 0,85 |
| Ítem 29 «Los pacientes con D deben estar medicados» | 4,45 | 1,21 | 0,69 | 0,79 |
| Ítem 30 «Al paciente con D es mejor no visitarlo mucho»a | 5,17 | 1,53 | 0,89 | 0,88 |
El poder discriminativo de los ítems se calculó analizando la diferencia de medias entre los cuartiles superior e inferior del rango de respuestas a los ítems de actitudes positivas y negativas y con una correlación entre el ítem y la escala no inferior a 0,40. A continuación, se realizó un análisis de componentes principales con rotación Varimax para identificar el número de factores para la extracción. También se efectuó un test de scree plot.
Después de escoger el número de factores para la extracción, se realizó un análisis de ejes principales con rotación Varimax. Se calcularon los índices de confiabilidad de los factores de la escala. Se calcularon las diferencias en actitudes distribuídas por sexo y por contacto previo con pacientes con demencia con test de ANOVA y prueba U de Mann-Whitney. Se utilizó el paquete estadístico SPSS versión 15.0.
ResultadosLos valores totales de la escala oscilaron entre 133 a 187 (M=158,06; DE=12,7), el valor medio de ítems fue 4,55 (DE=2,16), oscilando entre 3,28 (ítem 2) y 5,51 (ítem 24), ubicándose la respuesta media por debajo del punto medio de la escala en 10 ítems (2, 4, 5, 9, 10, 14, 15, 22, 26, 29). Los valores de las desviaciones típicas se situaron por encima de 1 (entre 1,20 en ítem 5 y 1,56 en ítem 16), de acuerdo con las recomendaciones usuales45, indicando actitudes positivas. La correlación entre ítem y la puntuación total de la escala arroja 10 ítems (2, 4, 9, 10, 14, 15, 22, 26, 29) por debajo del valor deseable de 0,4046, mientras que el valor más alto fue para el ítem 30 (0,89). La diferencia entre los cuartiles superior e inferior de respuestas a ítems fue significativa (F247=15,67; p<0,01) indicando buen poder discriminativo de los ítems. Además la distribución de frecuencias para las opciones de respuesta de la escala fue homogénea, ya que las respuestas para cada ítem coincidieron en menos del 75% de los casos.
La distribución de los puntajes totales resultó normal y homocedástica por las pruebas de Kolmogorov-Smirnov (Z=1,265; p<0,012) y Levene (=1,732; p<0,020), con promedio de Skewness=-0,05 y de Curtosis=0,11, por lo que no se realizó ningún procedimiento de transformación de los ítems. El coeficiente α de Cronbach para la escala total fue 0,89. El análisis de la idoneidad de los datos mediante adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO=0,890) y una prueba de esfericidad de Barlett significativa (χ2=1478,92; p<0,001) indicaron la viabilidad de los criterios para ser sometidos al análisis factorial.
De la escala inicial de 30 ítems se excluyeron 5 (2: «Preferiría no estar con personas con demencia agresivas»; 4: «No me imagino cuidando a personas con demencia»; 9: «Me siento relajado con personas con demencia», y 22: «Todos los pacientes con demencia deberían tener apoderado») por tener un valor de saturación menor a 0,40 solo en su factor; otros 4 ítems (10: «Me reconforta acariciar a una persona con demencia»; 14: «El paciente con demencia mejora si se trata con cariño»; 15: «Las personas con demencia pueden ser ingeniosas», y 26: «Me da miedo estar con personas con demencia») fueron eliminados por tener una comunalidad menor de 0,4 y bajo coeficiente de correlación alfa sin el ítem. Finalmente otros 2 ítems (22: «Todos los pacientes con demencia deberían tener apoderado», y 24: «No estoy acostumbrado a las personas con demencia») se eliminaron por tener comunalidad menor a 0,4 y valor propio menor a 1, con lo cual se obtuvo una escala de 20 ítems.
Luego del análisis factorial de componentes principales aparecieron 5 factores con autovalores mayores de 1 (2,96 [q=0,86]; 1,87 [q=0,43; 1,38 [q=0,37]; 1,21 [q=0,29] y 1,01 [q=0,15]) que daban cuenta del 69% de la varianza total. El Scree-test47demostró que la mejor solución era la de tres factores que explicaría el 65,7% de la varianza total (fig. 2).
El factor 1 correspondió a conductas de alejamiento y segregación del paciente con demencia, por lo que fue denominado «rechazo»; tiene un valor propio de 2,96, está constituido por 7 elementos (1, 3, 4, 6, 7, 23, 25, 30) en la matriz rotada y explica el 25,7% de la varianza. Las saturaciones en este factor oscilaron entre 0,72 (ítem 1) y 0,64 (ítem 7). La fiabilidad de consistencia interna de este factor fue de 0,85, presentando la mayoría de los ítems propiedades psicométricas adecuadas: medias alrededor del punto intermedio de respuesta en la escala, desviaciones típicas superiores a 1 e índices adecuados de discriminación. El factor 2 correspondió a sentimientos de afecto y aproximación al sujeto con demencia (afecto y comportamiento) por lo cual se denominó factor «afecto» y tiene un valor propio de 1,87, explica el 20,4% de la varianza y está formado por 4 elementos, sus ítems presentaron saturaciones de 0,74 (ítem 8) a 0,69 (ítem 12). El coeficiente alfa de Cronbach de esta subescala fue de 0,79. El factor 3 estuvo referido a conocimientos y prácticas sobre la demencia (cognición) por lo cual se lo denominó «experiencia» con un valor propio de 1,38 y explica el 19,6% de la varianza, estando constituido por 9 elementos, y sus ítems presentaron saturaciones entre 0,72 (ítem 20) y 0,54 (ítem 27) con un alfa de Cronbach de 0,77. (tabla 3).
Factorización con rotación Varimax y extracción de componentes principales
| Ítem | Factor 1 | Factor 2 | Factor 3 | % Variancia total | Comunalidades | |
| Inicial | Extracción | |||||
| Rechazo | ||||||
| 1. | 0,72 | 0,18 | 0,26 | 1,00 | 0,78 | |
| 3. | 0,70 | -0,02 | 0,23 | 1,00 | 0,87 | |
| 6. | 0,82 | 0,51 | 0,49 | 1,00 | 0,78 | |
| 7. | 0,64 | 0,07 | 0,47 | 1,00 | 0,76 | |
| 23. | 0,55 | -0,26 | 0,34 | 1,00 | 0,78 | |
| 25. | 0,69 | -0,04 | 0,40 | 1,00 | 0,82 | |
| 30. | 0,67 | -0,08 | 0,39 | 1,00 | 0,70 | |
| Afecto | ||||||
| 8. | -0,02 | 0,74 | 0,15 | 1,00 | 0,86 | |
| 11. | -0,21 | 0,75 | 0,22 | 1,00 | 0,87 | |
| 12. | 0,13 | 0,69 | 0,16 | 1,00 | -83 | |
| 13 | -0,11 | 0,72 | 0,28 | 1,00 | 0,71 | |
| Experiencia | ||||||
| 16. | 0,31 | 0,17 | 0,69 | 1,00 | 0,70 | |
| 17. | 0,16 | 0,11 | 0,58 | 1,00 | -69 | |
| 18. | 0,08 | 0,08 | 0,68 | 1,00 | 0,71 | |
| 19. | 0,04 | -0,14 | 0,63 | 1,00 | 0,72 | |
| 20. | -0,37 | 0,09 | 0,72 | 1,00 | 0,67 | |
| 21. | 0,04 | 0,21 | 0,67 | 1,00 | 0,74 | |
| 27. | 0,15 | -0,37 | 0,54 | 1,00 | 0,39 | |
| 28. | 0,44 | 0,16 | 0,65 | 1,00 | 0,75 | |
| 29. | 0,32 | 0,21 | 0,59 | 1,00 | 0,65 | |
| % de la varianza explicada | 25,7 | 20,4 | 19,6 | 65,7 | ||
Para que un ítem formara parte de cada factor debía cumplir los siguientes criterios: a) poseer una saturación igual o superior a 0,5 en la matriz de componentes rotados, mostrando al menos el 15% de variancia común con el factor48; b) si saturaba en más de un factor, se seleccionaba aquél con la mayor cuantía de valor absoluto; c) contener más de tres elementos, y d) poseer un valor mayor de 0,5 en comunalidades.
Los factores con un valor propio superior a 1,00 explicaron el 62,06% de la varianza total (tabla 4). La matriz de correlación y el análisis de imagen de Guttman arrojaron un total de 62 residuos no redundantes que excedieron 0,05. Se mantuvo el balance entre ítems directos y de puntuación revertida.
Autovalores de factores y porcentaje de varianza en la escala de 20 ítems
| Componente | Autovalores iniciales | Suma de las saturaciones al cuadrado de la rotación | ||||
| Total | Porcentaje varianza | Porcentaje acumulado | Total | Porcentaje varianza | Porcentaje acumulado | |
| 1 | 3,83 | 24,20 | 24,20 | 6,31 | 22,41 | 22,41 |
| 2 | 1,87 | 18,97 | 44,07 | 4,89 | 20,23 | 42,64 |
| 3 | 1,38 | 17,77 | 63,85 | 4,61 | 19,42 | 62,06 |
La escala de 20 elementos fue sometida a un análisis factorial confirmatorio por medio del modelo de ecuaciones estructurales, utilizando los programas LISREL VIII49 y el programa AMOS v. 4.050. Se emplearon los métodos de estimación de mínimos cuadrados ponderados y de máxima verosimilitud (maximum likelihood), para una distribución normal multivariada, comparando posibles variaciones en la estimación, debido a que los índices de curtosis y asimetría de ítems fueron bajos. Se contrastaron 6 modelos diferentes variando en el número de factores, la correlación o independencia entre factores y la ordenación jerárquica o no jerárquica. Las varianzas de las variables latentes se fijaron en 1,0; mientras que las varianzas de los términos de error se establecieron con parámetros libres. Se utilizaron los siguientes índices de bondad de ajuste: prueba de Chi-cuadrado dividido por los grados de libertad, con un cociente menor a 4,00, indicativo de mejor indice de ajuste51; GFI (Goodness-of-Fit Index)52 y AGFI (Adjusted Goodness-of-Fit Index): ambos se basan en la comparación entre la matriz observada (S) y la reproducida (Σ), oscilan de 0 a 1 e indican un modelo adecuado si superan el 0,953; CFI (Comparative Fit Index)54 oscila de 0 a 1 e indican un modelo adecuado con un valor mínimo de 0,9; RMSEA (root man square error of approximation) indican un modelo razonable con valor menor de 0,08 mientras que 0,05 indica un modelo con buen ajuste55; PGFI (Parsimonious Goodness of Fit Index). Para los índices de ajuste para modelos anidados, donde se compara el incremento de bondad con relación al modelo nulo, se utilizaron el CMINDF (discrepancia muestral mínima dividida por los grados de libertad) con valores óptimos por debajo de 2, el IFI (incremental fitness index) con valores entre 0 (falta de ajuste) y 1 (ajuste óptimo); NFI (normative fitness index) que compara la función de ajuste del modelo nulo con la del propuesto sin tener en cuenta los grados de libertad del modelo y consigue mejor bondad de ajuste cuando se liberan parámetros (mejor ajuste>0,9); el NNFI (non normative fitness index) que divide el valor de Chi-cuadrado por los grados de libertad del modelo, y el PNFI (Parsimonious norm fit index), que toma en consideración la parsimonia de los modelos en el juicio de ajuste, con puntuaciones entre 0,5 y 0,7 como aceptables (tablas 5 y 6).
Estadísticos de bondad de ajuste de los modelos propuestos (estimados por mínimos cuadrados poderados)
| Modelos | CFI | GFI | AGFI | PGFI | RMSEA |
| Nulo | 0,68 | 0,42 | 0,31 | 0,63 | 0,38 |
| 1 Factor | 0,66 | 0,79 | 0,80 | 0,75 | 0,21 |
| 2 Factores relacionados | 0,78 | 0,77 | 0,74 | 0,73 | 0,11 |
| 3 Factores relacionados | 0,92 | 0,94 | 0,90 | 0,91 | 0,05 |
| 4 Factores relacionados | 0,88 | 0,81 | 0,82 | 0,87 | 0,09 |
| 5 Factores relacionados | 0,69 | 0,67 | 0,86 | 0,81 | 0,61 |
| 1 Factor de segundo orden | 0,85 | 0,61 | 0,78 | 0,64 | 0,67 |
AGFI: adjusted goodness of fit index; CFI: comparative fit index; GFI: goodness of fit index; PGFI: parsimonious goodness of fit index; RMSEA: root mean square error of approximation.
Estadísticos de bondad de ajuste para modelos anidados
| Modelos | CMINDF | NFI | IFI | NNFI | PNFI |
| Nulo | 18,43 | 0,11 | 0,21 | 0,56 | 0,43 |
| 1 Factor | 3,45 | 0,45 | 0,34 | 0,67 | 0,48 |
| 2 Factores relacionados | 2,76 | 0,89 | 0,86 | 0,84 | 0,75 |
| 3 Factores relacionados | 1,41 | 0,97 | 0,93 | 0,92 | 0,89 |
| 4 Factores relacionados | 1,93 | 0,90 | 0,89 | 0,87 | 0,80 |
| 5 Factores relacionados | 2,98 | 0,67 | 0,67 | 0,83 | 0,74 |
| 1 Factor de segundo orden | 3,76 | 0,56 | 0,63 | 0,73 | 0,61 |
CMINDF: discrepancia muestral mínima dividida por los grados de libertad; IFI: incremental fitness index; NFI: normative fitness index; NNFI: non normative fitness index; PNFI: parsimonious normative fitness index.
La fiabilidad de la escala de 20 componentes resulta aceptable con los ítems reflejando los tres componentes del afecto, la cognición y la motivación y con la mayoría de ítems puntuando por encima de la media de la escala, lo cual sugiere una actitud ligeramente positiva hacia los pacientes con demencia, aunque existe la posibilidad de que las respuestas hayan sido influidas por la deseabilidad social. Como se evidencia en las tablas, los índices de bondad fueron sugerentes de un mejor ajuste del modelo a medida que se aumentó el número de factores, hasta los modelos de 3 y 4 factores, luego de lo cual el ajuste empeoró. El mayor incremento de ajuste se produce en el paso del modelo de 2 factores al de 3 factores. Por último, el modelo de 5 factores y el de 1 superfactor no supone un incremento en el ajuste del modelo sino por el contrario un decremento en los índices de bondad de ajuste y promedio de residuos estandarizados. En la comparación de cada modelo con el modelo inmediatamente anterior (modelos anidados), no surgieron diferencias significativas entre los modelos de un factor comparado con el modelo nulo; el de 2 factores respecto al de 1 factor (y así sucesivamente) hasta los modelos de 3 y 4 factores, con los cuales hubo diferencias significativas (Δ χ2=485,68; p<=0,05), en tanto que el paso del modelo de 4 factores al de un factor de segundo orden supuso un decremento en el ajuste. Las comparaciones favorecen la solución de 3 y 4 factores, coincidentes con el modelo teórico tripartito de las actitudes56.
Tercera fasease: validación convergente de escala de 20 ítemsSujetosPara la validación de la escala de 20 ítems y su comparación convergente se seleccionaron 200 estudiantes universitarios, 50 enfermeras, 50 familiares de pacientes con demencia y 50 familiares de pacientes sin demencia residentes en una institución de larga estancia (N.° total=350). El tamaño de la muestra se calculó de modo tal de respetar una relación mínima de 5:1 entre sujetos e ítems, de acuerdo a criterios ya establecidos. La distribución de sujetos por edades, ocupación y género se muestra en la tabla 7.
Distribución de sujetos para la validación convergente de la escala de actitudes hacia la demencia
| Sujetos (N) | Edad (media, DE) | Género (mujer/varón) | Educación en años (media, DE) |
| Estudiantes (200) | 26,4±2,65 | 76/134 | 15,3±2,4 |
| Enfermeras (50) | 32,5±3,43 | 12/38 | 17,4±2,7 |
| Familiares s/d (50) | 54,3±2,58 | 10/40 | 10,34±3,6 |
| Familiares c/d (50) | 55,6±3,12 | 8/42 | 10,12±2,9 |
Se administró la EAD de 20 ítems y se incorporó, como factor adicional, una pregunta al final indicando si tenían o habían tenido contacto alguna vez con pacientes con demencia, para determinar si este hecho influía en las actitudes, ya sea en sentido positivo o negativo. La validez convergente de la EAD se investigó comparándola con un instrumento que evalúa las actitudes hacia la discapacidad: la escala de valoración de actitudes hacia personas con discapacidad; y con dos medidas de edadismo: el cuestionario de evaluación de actitudes hacia el envejecimiento y el cuestionario de evaluación de estereotipos negativos hacia la vejez. La validez divergente se exploró con una escala de deseabilidad social: la escala de deseabilidad social de Marlowe y Crowne57.
El cuestionario de evaluación de estereotipos negativos hacia la vejez (CENVE) es una medida confiable del edaísmo; contiene tres factores: salud, motivacional-social y carácter-personalidad, compuestos de cinco ítems cada uno, y cuyo formato de respuesta sigue un modelo tipo Likert de cuatro puntos. Las puntuaciones en los factores pueden fluctuar entre 5 y 20. Puntuaciones altas indican un elevado grado de creencia en los estereotipos negativos de la vejez, mientras que puntuaciones bajas indican poco nivel de creencia en tales estereotipos. Tiene una adecuada consistencia interna (alfa de Cronbach 0,76) y validez convergente.
La escala de actitudes hacia el envejecimiento (EAE) mide aspectos relacionados con la salud, la actividad y la discriminación. Los ítems se valoran con escala de respuesta tipo Likert de 4 puntos (totalmente en desacuerdo =0, ligeramente en desacuerdo =1, ligeramente de acuerdo = 2, y totalmente de acuerdo =3), con los mayores puntajes indicando actitudes más positivas. Está formado por 42 ítems de opinión sociopsicológica, organizados en una estructura trifactorial, que muestra las actitudes positivas generalizadas, las positivas fantaseadas y las negativas ante los ancianos en los dos contextos analizados, que son el laboral y el sociofamiliar. Está validada para población española con un índice α de Cronbach de 0,74 para el primer factor de 15 ítems, de 0,63 para el segundo factor de 13 ítems y de 0,70 para el tercer factor de 14 ítems58.
La escala de valoración de actitudes hacia personas con discapacidad (EAPD) es un instrumento que cuenta con 37 reactivos, evaluando las actitudes hacia la discapacidad general y hacia las discapacidades física, visual y auditiva a un nivel social. Las respuestas se evalúan a través de una escala de tipo Likert de 6 puntos, siendo los significados de las opiniones los siguientes: muy de acuerdo, bastante de acuerdo, parcialmente de acuerdo, muy en desacuerdo, bastante en desacuerdo, parcialmente en desacuerdo. Los ítems se agrupan en 5 factores: 1) Valoración de capacidades y limitaciones; 2) Reconocimiento/negación de derechos; 3) Implicación personal; 4) Calificación genérica, y 5) Asunción de roles. Los mayores puntajes indican actitudes más positivas. Este instrumento cuenta con buenos índices de fiabilidad (coeficiente alfa de Cronbach=0,746) y validez convergente59.
La escala de deseabilidad social de Marlowe y Crowne (EDS) consta de 33 ítems dicotómicos verdadero-falso que describen varios tipos de comportamiento («siempre estoy dispuesto a admitir cuando me equivoco»). El acuerdo con ítems que contienen valores absolutos como «siempre» y el desacuerdo con ítems que contienen calificativos como «algunas veces» indica una respuesta socialmente deseable y da como resultado valores más altos. Los resultados de esta escala oscilan entre 0 a 13. Tiene aceptable consistencia (coeficiente alfa de Cronbach=0,79) y validez de constructo. Una correlación positiva entre la EDS y la EAD podría indicar que las respuestas están sesgadas por una intención de ajustarse a los estándares sociales más que reflejar la intención genuina del respondiente.
Los 4 cuestionarios fueron administrados independientemente de la EAD para evitar la fatiga, el tedio o la omisión de datos por parte de los participantes. Los participantes fueron reclutados en diferentes sitios. Las enfermeras y familiares de pacientes con o sin demencia fueron encuestados en cuatro instituciones geriátricas de larga estancia, en tanto que los estudiantes universitarios fueron encuestados durante el período de clases, a quienes se les entrego el formulario con las escalas para ser completado en su tiempo libre y ser devuelto con una semana de plazo. Se calcularon los coeficientes de correlación de Pearson entre la EAD y los otros 4 cuestionarios.
ResultadosEl 34% (N=120) de los sujetos participantes indicaron que habían tenido o tenían actualmente contacto con un paciente con demencia. El test ANOVA mostró que los sujetos que habían tenido contacto con pacientes con demencia tenían actitudes en general mas positivas que los demás (F=29,16; p<0,001), sin embargo no se observaron diferencias en las actitudes entre sexos (t=0,23; p=0,86) o con la edad de los respondientes (t=0,57; p=0,18). Hubo una diferencia moderadamente significativa en relación con los años de educación (z=12,45; p<0,1), señalando una influencia de la mayor educación sobre una actitud más favorable hacia la demencia. Las estadísticas de cada escala, incluyendo la media de resultados y los coeficientes de correlación alfa de Cronbach se muestran en la tabla 8.
Estadística descriptiva y confiabilidad para EAA, EAD, EAE, CENVE
| Escala | N | M | DE | Coeficiente de Cronbach |
| EAD | 132 | 87.59 | 6.84 | 0.86 |
| EAPD | 132 | 69.23 | 7.39 | 0.78 |
| EAE | 132 | 57.31 | 8.22 | 0.81 |
| CENVE | 132 | 33.12 | 3.38 | 0.78 |
| EDS | 132 | 15,97 | 4,45 | 0,78 |
EAD: escala de actitudes hacia la demencia; EAE: escala de actitudes hacia el envejecimiento; EAPD: escala de actitudes hacia las personas con discapacidad; EDS: escala de deseabilidad social; CENVE: cuestionario de evaluación de estereotipos negativos hacia la vejez.
La EAD correlacionó de manera significativa con las otras tres escalas, confirmando la validez de constructo de la escala (tabla 9).
Correlación de la escala de actitudes hacia la demencia con los factores de los cuestionarios empleados para validación convergente
| EAD | |||
| EAPD | Factor 1 (rechazo) | Factor 2 (afecto) | Factor 3 (experiencia) |
| Capacidades/limitaciones | 0,41 | 0,39 | 0,41 |
| Reconocimiento/negación derechos | 0,53 | 0,69 | 0,56 |
| Implicación personal | 0,51 | 0,67 | 0,43 |
| Calificación | 0,56 | 0,45 | 0,59 |
| Roles | 0,54 | 0,58 | 0,61 |
| CENVE | |||
| Salud | 0,43 | 0,48 | 0,51 |
| Motivacional/social | 0,51 | 0,49 | 0,56 |
| Carácter/personalidad | 0,51 | 0,53 | 0,49 |
| EAE | |||
| Evaluación | 0,41 | 0,64 | 0,48 |
| Actividad | 0,45 | 0,54 | 0,51 |
| Utilidad | 0,41 | 0,58 | 0,54 |
| EDS | 0,51 | 0,42 | 0,45 |
EAD: escala de actitudes hacia la demencia; EAE: escala de actitudes hacia el envejecimiento; EAPD: escala de actitudes hacia las personas con discapacidad; EDS: escala de deseabilidad social; CENVE: cuestionario de evaluación de estereotipos negativos hacia la vejez.
No hubo diferencias significativas entre las correlaciones de la EAD y las escalas EAPD, CENVE, EAE y EDS, todas las cuales fueron de similar tamaño de efecto, corroborada por la transformación r a z de Fisher60 de las correlaciones de Pearson (z=0,12 a 0,23; p=0,25). Por otra parte, todas las escalas correlacionaron positivamente con la EDS. La distribución de las medias de los resultados de las tres escalas tuvo un sesgo discretamente positivo, coincidiendo con los valores para la EAD (tabla 10).
Correlaciones entre el EAA, EAD, EAE, CENVE y EDS
| Escala | EAD | EAPD | EAE | CENVE | EDS |
| EAD | − | 0,56** | 0,55** | 0,58** | 0,61* |
| EAPD | − | 0,57* | 0,61** | 0,54** | |
| EAE | − | 0,49* | 0,49* | ||
| CENVE | − | 0,51** | |||
| EDS | − |
* p<0,05 dos colas; ** p<0,01 dos colas.
EAD: escala de actitudes hacia la demencia; EAE: escala de actitudes hacia el envejecimiento; EAPD: escala de actitudes hacia las personas con discapacidad; EDS: escala de deseabilidad social; CENVE: cuestionario de evaluación de estereotipos negativos hacia la vejez.
La correlación positiva entre las escalas sugiere que la EAD tiene validez de constructo. Además, la correlación entre la EAD y la EDS tuvo similar magnitud que la correlación entre la EAD y las demás escalas. Tal como se desprende de la EDS, la deseabilidad social no constituye un elemento problemático en la estructura de la EAD, siendo de similar implicancia que en otras escalas que valoran las actitudes en general. La distribución de las medias de los resultados en todas las escalas tuvo un sesgo discretamente positivo, al igual que en la EAD, sin exhibir diferencias significativas (F=13,49; p=0,42). En suma los resultados apoyan la validez de constructo, convergente y divergente de la EAD, así como su solidez psicométrica.
Discusión generalLas entrevistas estructuradas, el análisis factorial exploratorio y confirmatorio y la validez convergente permitieron la construcción de una escala de actitudes hacia los pacientes con demencia que, en su versión final, consta de 20 ítems y refleja en su composición los tres componentes de la actitud, como se evidencia en el mejor ajuste del modelo de tres factores con relación a los modelos de 2 y 4 factores. Esto sugiere una estrecha asociación entre los sentimientos de las personas y su comportamiento con respecto a los pacientes con demencia.
Las propiendas psicométricas de la EAD son similares a las de otras escalas y en consecuencia representa un instrumento útil para valorar las actitudes hacia la demencia en general. La mayor fortaleza de la EAD reside en el método utilizado para su construcción, recorriendo una serie de etapas y utilizando una combinación de métodos cuantitativos y cualitativos basándose en el modelo tripartito de las actitudes.
De este modo, se buscó incluir las áreas y temas más significativos que representan las actitudes hacia la demencia, basándose en una población de habla castellana. Se respetaron los criterios usuales de tamaño muestral para asegurar la confiabilidad de los resultados.
Además, fueron altos tanto la fiabilidad de la escala, con valores por encima de 0,8; como la replicabilidad de la estructura factorial a través de muestras independientes; todo lo cual constituye una evidencia de validez convergente, facilidad de administración y longitud adecuada.
Confirmando estudios anteriores, los participantes con experiencia o contactos previos de convivencia con pacientes con demencia exhibieron actitudes más positivas que el resto de participantes61. Otro interés de estudio surge de su validación en grupos diferentes entre sí, cubriendo un amplio espectro de los sujetos que posiblemente deben interactuar con los pacientes de demencia.
Se mantuvo un balance entre los ítems calculados de manera directa y revertida. Los ítems redundantes se excluyeron mediante pruebas de correlación entre todos los elementos escalares, conservando aquéllos con valores menores a 0,7 como punto de corte de colinearidad.
Entre las limitaciones del estudio se encuentran las siguientes: a) restricciones en las categorías de sujetos representados, que se limitaron a estudiantes jóvenes, enfermeras en contacto directo o indirecto con pacientes con demencia o familiares. Una generalización más importante debería incluir personas de otros ámbitos o distintas edades; b) influencia de la deseabilidad social en el sesgo positivo de las respuestas de actitud, aunque la diferencia encontrada entre las respuestas dadas por sujetos con y sin contacto previo con pacientes con demencia sugiere que la EAD puede diferenciar entre los grupos a pesar de una tendencia positiva en las respuestas; c) distribución asimétrica en la división tripartita de las actitudes, ya que el factor 1 incluye ítems de afecto y comportamiento, mientras que el factor 2 lo hace con respecto a cognición. La proximidad de contacto prolongado con pacientes con demencia, como es el caso de los familiares de primer grado o cuidadores experimentados, se asocia con mayor positividad en las actitudes hacia los pacientes lo que sugiere una combinación entre el conocimiento del paciente y el desarrollo de una actitud más favorable. Sin embargo, dado que esta asociación también se encontró con respecto a personas con contacto breve o esporádico con pacientes, como enfermeros, es indicativo que deben intervenir otros factores aparte del tiempo prolongado de contacto en el desarrollo de las actitudes favorables; d) la amplitud de la muestra de sujetos, ya que una muestra mayor incrementaría la validez de confirmación factorial y mejoraría los parámetros de bondad de ajuste; e) el número reducido de escalas con las cuales se correlacionó la validez convergente de la EAD, y f) la restricción semántica del término demencia, que se podría subsanar reemplazando el mismo por distintos subtipos de demencia, como demencia vascular, demencia por cuerpos de Lewy, demencia de tipo Alzheimer, etc.
De un modo general, queda evidenciado que las actitudes hacia la demencia son variables y pueden ser evaluadas, permitiendo detectar situaciones en las que se manifiesten actitudes negativas hacia el paciente con demencia, que pueden comprometer la concesión de autonomías basadas en el respeto de las diferencias y el empoderamiento. Por otra parte, la investigación de actitudes hacia los pacientes con demencia permitiría detectar los factores más influyentes para el desarrollo de las mismas, y poder subsanarlas o señalarlas con la finalidad de su mejora.
ConclusionesLa escala de actitudes hacia la demencia es un instrumento que cumple con propiedades psicométricas de confiabilidad, validez interna y ajuste así como buena correlación con otros instrumentos de evaluación de actitudes hacia la vejez y la discapacidad, permitiendo su uso como instrumento de investigación clínica con este propósito.
