evaluar la adecuación conceptual, la aplicabilidad y las propiedades psicométricas de las medidas de actividades de la vida diaria empleadas con personas mayores españolas.
Material y métodosse realizaron búsquedas electrónicas en bases de datos nacionales (IME e ISOC) e internacionales (MEDLINE, CINAHL, PsycInfo y EMBASE), así como búsquedas manuales y rastreo de referencias.
Resultadosse incluyeron 34 estudios empíricos relativos a 4 instrumentos: el índice de Barthel, el índice de Katz, la escala de incapacidad física de la Cruz Roja y la escala de actividades de cuidado personal del OARS. Los resultados evidencian, en general, un elevado número de versiones para cada escala, con procesos de adaptación transcultural endebles y sin normas de administración ni de interpretabilidad. La reproducibilidad interobservador es el aspecto de la fiabilidad más examinado. La evidencia sobre la validez predictiva es amplia, pero las evidencias sobre la validez concurrente y la responsividad son casi nulas.
Conclusionesuna versión del índice de Barthel y otra del índice de Katz son las que más evidencias han reunido.
the present article evaluates the evidence relating to the conceptual adaptation, applicability and psychometric properties of activities of daily living measures in Spanish elderly people.
Material and methodsto obtain original documents, electronic searches were carried out in Spanish (IME and ISOC) and international databases (MEDLINE, PsycInfo, CINAHL and EMBASE). Manual searches and reference searches were also conducted.
Results34 articles relating to 4 instruments met the inclusion criteria: the Barthel Index, the Katz Index, the Red Cross Scale of Physical Disability and the Subscale of Personal Care Activities from the OARS. Overall, the results show a large number of versions for each instrument with weak transcultural adaptation processes and without standards for their administration or interpretation. The most frequently evaluated reliability measure was interrater reproducibility. The evidence on predictive validity is extensive, but the evidence on concurrent validity and responsiveness is almost nil.
Conclusionsone version of the Barthel index and another one of the Katz index are the two versions about which the largest quantity of information has been obtained.
Las actividades de la vida diaria (AVD) son el foco principal de la medida de la salud y la calidad de vida en las personas mayores1. En la investigación con éstas, la inclusión de medidas de AVD es casi tan frecuente como las de la edad, el sexo y el estado civil2. Su medida resulta crítica, ya que son un predictor principal de resultados importantes: mortalidad, utilización de servicios sanitarios e institucionalización, incidencia de enfermedades agudas, caídas y lesiones, y deterioro de la capacidad funcional3. La mayoría de los instrumentos de AVD incluyen ítems de actividades de autocuidados y de movilidad4,5. A pesar de su importancia, presentan una seria limitación derivada de su carácter tan básico: la discapacidad en AVD es escasamente prevalente en poblaciones comunitarias y presenta un efecto techo en poblaciones clínicas, durante el proceso de recuperación de los pacientes6. En consecuencia, la investigación gerontológica amplió el espectro de actividades incluyendo las denominadas actividades instrumentales de la vida diaria (AIVD)7. La medida de estas últimas plantea nuevos problemas: las variaciones en las actividades componentes y su dependencia del sexo, la cultura y las preferencias personales4.
Clásicamente, la medida del estado de salud en términos de funcionamiento incluye, pues, tres grandes dominios: autocuidados, actividades instrumentales y movilidad8. La movilidad interior (cambios de las posiciones del cuerpo, deambular dentro de casa) se adscribe comúnmente al dominio de las AVD y la movilidad exterior, al de las AIVD. El interés de este artículo se centra en la medida de las AVD. El compendio crítico de McDowell y Newell9 sobre la medida de la salud con cuestionarios concluyó que la mayoría de las medidas disponibles de AVD se habían desarrollado en un relativo aislamiento de otros métodos y no se fundamentaban en una clara base conceptual ni en la evidencia acumulada. La más reciente revisión de Haywood et al10, aunque se ha focalizado en medidas de estado de salud en personas mayores, sólo ha incluido las medidas multidimensionales y no las específicas de dominio, como por ejemplo las de AVD/AIVD. En la literatura médica española, Badía et al11 incluyeron algunos instrumentos de AVD en su compendio sobre la medida de la salud en España, y otros autores españoles12–14 han abordado la medida de las AVD, pero sin focalizarse en la literatura nacional ni realizar un examen sistemático de la literatura médica.
El objetivo de nuestro trabajo es revisar los instrumentos de AVD empleados en la investigación nacional con personas mayores (de 65 y más años de edad), valorando su adecuación conceptual, su aplicabilidad y sus propiedades psicométricas.
MATERIAL Y MÉTODOSEstrategia de búsquedaPara la obtención de documentos originales se han realizado búsquedas electrónicas en las bases de datos nacionales IME e ISOC (1980-2006) y en las bases de datos internacionales MEDLINE, CINAHL, PsycInfo y EMBASE (1989-2006).
Las estrategias de búsqueda fueron diseñadas para obtener estudios originales sobre desarrollo, uso y validación de instrumentos de valoración funcional en personas mayores. Se basaron en la combinación de tres términos: edad, funcionamiento físico y propiedades psicométricas de los instrumentos de medida. En un primer momento se realizaron búsquedas a partir de los descriptores de los tesauros de cada una de las bases de datos que estaban relacionados con los términos de búsqueda. En un segundo momento, con el fin de aumentar la sensibilidad del procedimiento, aun a costa de aumentar el ruido, se generaron, con carácter extensivo, listados de palabras clave, asociados a los términos de búsqueda, para recuperar todos los registros que las contuvieran en título o resumen. En ambas estrategias, los descriptores o las palabras clave, según el caso, referidos a un mismo término se combinaron con el operador booleano OR u O y los bloques de descriptores o palabras clave, de cada uno de los tres términos definitorios de la búsqueda, se combinaron con el operador AND o Y. Por último, una vez identificados los instrumentos utilizados en España, se realizaron nuevas búsquedas (IME, ISOC y MEDLINE) con los nombres de éstos y con los nombres de los autores que los habían creado, adaptado o utilizado.
Con las búsquedas electrónicas nunca se localizan todos los documentos indexados sobre el tema de interés y es conveniente completarlas con búsquedas manuales15. En nuestro caso, se seleccionaron revistas en razón de su notoriedad en la publicación de documentos sobre evaluación de resultados en general y gerontología (1997-2006): Medicina Clínica, Atención Primaria, Geriatrika, Revista Española de Geriatría y Gerontología y Revista Multidisciplinar de Gerontología (antes Revista de Gerontología).
Las referencias bibliográficas de los artículos que cumplían los criterios de inclusión también se revisaron para obtener artículos adicionales.
Criterios de inclusiónSe incluyeron los artículos originales sobre muestras de personas mayores españolas, cuya edad media fuera superior o igual a 65 años y el rango inferior mayor o igual a 55 años, en los que se valorase la adecuación conceptual, la aplicabilidad o la calidad psicométrica de escalas de AVD.
Criterios de exclusiónSe excluyeron los estudios en los que se administraban instrumentos de AVD pero no aportaban evidencias sobre su rendimiento, en cualquiera de los aspectos indicados en el apartado de extracción de datos.
Dos revisores evaluaron los títulos y los abstracts para su inclusión o exclusión en la revisión. Los revisores trabajaron de modo independiente; si existía desacuerdo, un tercero resolvía o recomendaba la lectura completa del artículo.
Extracción de datosLa extracción de la información la llevaron a cabo los mismos investigadores que realizaron la selección de artículos originales, previamente entrenados, de manera independiente, resolviendo los desacuerdos por consenso con un tercero. La información extraída se dividió en dos secciones: información sobre el estudio e información relativa a las escalas focales. La información relativa al estudio incluía las características del estudio y la muestra.
La extracción de la información relativa a las escalas siguió los criterios de calidad definidos para las medidas de resultados de salud basados en el paciente9,16,17 e incluía tres bloques de información: a) adecuación conceptual; b) aplicabilidad, y c) propiedades psicométricas (fiabilidad, validez y responsividad).
En la adecuación conceptual se consideró la información relativa a la construcción o adaptación de la escala, el número de dimensiones e ítems, el nivel de medida, el tipo de puntuaciones, el modelo de medida y los efectos suelo y techo.
En la aplicabilidad se recogieron los datos relativos al modo de administración y fuente, demandas de la tarea y requerimientos especiales del informante y administrador. También la información relativa a la interpretabilidad de las puntuaciones de las escalas: datos normativos o significado de las puntuaciones en relación con condiciones clínicas, terapéuticas, eventos vitales socialmente reconocidos, valoraciones subjetivas sobre los cambios mínimamente importantes y predicción de eventos relevantes conocidos16.
En cuanto a las propiedades psicométricas, para valorar la fiabilidad se registró si los estudios aportaban datos sobre consistencia interna, estabilidad test-retest o equivalencia. Para la consistencia interna se recogieron los valores de los coeficientes alfa de Cronbach, KR-20 o las correlaciones entre dos mitades18. Para la estabilidad prueba-reprueba y la fiabilidad por equivalencia se anotaron los coeficientes de correlación de Pearson, los coeficientes de correlación intraclase (CCI) y los coeficientes kappa.
Respecto a la validez, se consideró la validez de criterio (concurrente y predictiva) y la validez de constructo. Para evaluar la validez de criterio se extrajeron los valores de sensibilidad y especificidad, en el caso de variables dicotómicas o dicotomizadas, y los estadísticos de correlación, en el caso de medidas continuas u ordenadas, entre la medida y un patrón de oro o criterio clínico. Para valorar la validez de constructo se registró si en los estudios se mostraba la estructura factorial (exploratoria y confirmatoria) de los instrumento, si se evaluaba la capacidad de discriminación del instrumento entre grupos conocidos o si se aportaban evidencias convergentes y divergentes con variables de su red nomológica u otras, como variables sociodemográficas y clínicas.
También se registraron los datos sobre responsividad: estadísticos de tamaño del efecto o medidas de correlación de cambio entre predictores y criterios clínicos10.
Además de estas evidencias, si la escala era una versión adaptada de otro idioma, se recogió la información sobre el proceso de adaptación transcultural: traducción simple o retrotraducción y prueba piloto19.
Por último, se elaboró una tabla sumaria de evidencias de todas las escalas relativa a sus propiedades psicométricas y al proceso de adaptación. En el caso de las propiedades psicométricas, esta valoración siguió el criterio de exhaustividad de las evidencias empleado por McDowell y Newell9. Para el proceso de adaptación se distinguieron cuatro categorías ordenadas jerárquicamente: no informado, traducción simple, retrotraducción y estudios piloto.
RESULTADOS Estrategia de búsquedaSetenta y nueve artículos cumplieron los criterios de inclusión. Las búsquedas electrónicas aportaron 36 documentos y las manuales, 36, con un solapamiento entre ellas de 12 artículos. Las búsquedas por instrumentos y autores aportaron 9 registros adicionales y a partir de referencias bibliográficas se obtuvieron 10 más. De todos ellos, se excluyeron 45 artículos que no presentaban información bibliográfica de la versión utilizada o que referían un original anglosajón. Puede verse un listado con todos ellos en la siguiente dirección: http://departamento.enfe.ua.es/profesores/miguel/investigacion.htm. Por tanto, se han incluido 34 artículos.
Instrumentos seleccionadosLos estudios analizados permitieron identificar 4 escalas de AVD: el índice de Barthel (IB), el índice de Katz (IK), la escala de incapacidad física de la Cruz Roja (EFCR) y la escala de actividades de cuidado personal del OARS (ACPOARS).
El IB20 está constituido por 10 ítems que valoran la capacidad para realizar ciertas actividades sin ayuda. Evalúa la capacidad de comer, moverse de la silla a la cama y volver, realizar el aseo personal, ir al retrete, bañarse, desplazarse, subir y bajar escaleras, vestirse, control intestinal y control urinario. Su puntuación oscila entre 0 (completamente dependiente) y 100 (completamente independiente) y las categorías de respuesta entre 2 y 4 alternativas, con intervalos de 5 puntos20. En el ámbito internacional existen diferentes versiones con modificaciones en las escalas de puntuación21,22 y en el número de ítems23. En cuanto a las adaptaciones en castellano, sólo Baztán et al12 indican haber realizado una traducción de la versión de Mahoney y Barthel20.
El IK24 evalúa la dependencia/independencia de las personas en 6 AVD: baño (esponja, ducha o bañera), vestido, uso del retrete, transferencia, continencia y alimentación. En la escala original cada actividad se categoriza en tres niveles de funcionamiento: independencia, dependencia parcial y dependencia total. Niveles que posteriormente se clasifican en dos: dependencia o independencia25. Sobre la base de esta última categorización, las personas son incluidas en uno de los 8 niveles de dependencia del índice, que oscilan entre A (independiente para todas las funciones) y G (dependiente en todas las funciones), existiendo un nivel denominado O (dependiente en al menos dos funciones pero no clasificable como C, D, E o F)24. Entre las versiones españolas, Álvarez-Solar et al26 presentan una traducción simple del índice con modificaciones importantes sobre el original. El observador puntúa cada actividad en una escala de 2 niveles (dependiente/independiente) y no incluye definiciones de las funciones a evaluar. Los estudios de González-Montalvo et al27 y Cruz-Jentoft14 también presentan traducciones simples, pero en estos casos, los autores mantienen las tres opciones de la escala original.
La EFCR28 es un índice global de incapacidad funcional. Evalúa la incapacidad física según una escala de 6 grados, que oscilan entre 0 (se vale totalmente por sí mismo, anda con normalidad) y 5 (inmovilizado en cama o sillón, incontinencia total, necesita cuidados continuos de enfermería). Es un instrumento de elaboración española28,29.
La ACP-OARS30 constituye uno de los dos factores de la escala de capacidad de autocuidado del OARS Multidimensional Functional Assessment Questionnaire30. Evalúa 7 actividades: capacidad para comer, vestirse, cuidado de la apariencia personal, capacidad para caminar, capacidad para meterse y salir de la cama y capacidad para bañarse. Cada una de las funciones es valorada en una escala ordinal de tres grados que oscilan desde 0 (completamente incapaz) a 2 (sin la ayuda de nadie). La versión española ha seguido un riguroso proceso de adaptación transcultural con traducción, retrotraducción y estudio piloto31.
Adecuación conceptual y aplicabilidadLa tabla 1 resume los principales datos sobre la aplicabilidad y la adaptación transcultural de las diferentes versiones en castellano de las escalas analizadas12–14,26–29,31–65.
Resumen de los principales datos sobre aplicabilidad y adaptación transcultural de las diferentes versiones en castellano de las escalas de AVD
| Instrumento | Contexto | Administración | Fuente | Proceso de adaptación |
| Índice de Barthel (Mahoney y Barthel, 1965)20 | ||||
| Baztán et al, 199312,32–45 | 1-2-3-6 | EntrevistaAutoadministradoDesempeño | PacienteProxy*Ambas | Traducción |
| Alarcón-Alarcón et al, 199346–48 | 1 | Entrevista | Ambas | No informado |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | 3 | Entrevista | Paciente | No informado |
| Índice de Barthel (Shah et al, 1989)22 | ||||
| Cid y Damián, 199713,50–52 | 6 | No informado | No informado | No informado |
| Índice de Barthel (Granger et al, 1979)23 | ||||
| Grup de Treball, 199753,54 | 6 | No informado | No informado | Traducción al catalán |
| Índice de Katz (Katz et al, 1963)24 | ||||
| Álvarez-Solar et al, 199226,55,56 | 4-5 | Entrevista | Paciente | Traducción |
| Cruz-Jentoft, 199157,58 | 4 | Entrevista | Ambas | No informado |
| Cruz-Jentoft, 199114,59,60 | 5-6 | Desempeño | Paciente | Traducción |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | 3 | Entrevista | Paciente | No informado |
| González-Montalvo et al, 199127,61 | 1-2-6-5 | Entrevista | Paciente | Traducción |
| Escala de incapacidad física de la Cruz Roja | ||||
| Guillén-Llera, 197228,29,35,47,48 | 1-2-5-6 | Entrevista | Paciente Ambas | No procede |
| Guillén-Llera, 198662,27,63 | 1-2-5 | Entrevista | Ambas | No procede |
| Cruz-Jentoft, 199157,58 | 4 | Entrevista | Ambas | No procede |
| Escala de actividades de cuidado personal del OARS, Fillenbaum, 198830 | ||||
| Grau-Fibla et al, 199631,64,65 | 3 | Entrevista | Ambas | Traducción, retrotraducción y estudio piloto |
Contextos: 1 (atención especializada con ingreso [agudos]); 2 (atención especializada ambulatoria-hospital de día); 3 (comunidad-centros de día); 4 (atención primaria); 5 (atención a domicilio); 6 (instituciones de media [unidades de convalecencia y rehabilitación] y larga estancia).
El IB ha sido utilizado, en sus diferentes versiones, en cuatro de los seis contextos analizados. No se ha utilizado ni en atención primaria ni en atención a domicilio. Principalmente se ha aplicado en instituciones de media estancia (unidades de convalecencia y rehabilitación). El IK, si bien ha sido utilizado en todos los contextos, aparece con mayor frecuencia en muestras de atención a domicilio. La EFCR no se ha utilizado en muestras comunitarias y se ha aplicado principalmente en atención especializada y atención a domicilio. La ACP-OARS sólo se ha aplicado en muestras comunitarias.
Todas las escalas se administraron mediante entrevista; el IB y el IK también se utilizaron como pruebas del desempeño (observación directa) y sólo el IB ha sido autoinformado. La fuente del informe fue en el caso del IB, en sus diferentes versiones, el paciente, el proxy (allegado) o ambos. Para el IK el paciente fue la principal fuente del informe, aunque en algunos casos también se preguntó a los allegados. En las escalas EFCR y ACP-OARS la fuente principal de información fueron tanto el paciente como el allegado.
El tiempo de administración y la cumplimentación de los ítems no se ha informado para ninguna de las escalas y sólo se ha informado de la existencia de entrenamiento y su duración para la versión del IK de Álvarez-Solar et al26, donde los entrevistadores fueron entrenados por personal del equipo de atención primaria mediante sesiones de rolplaying56. En el resto de los casos, cuando se indica la necesidad de entrenamiento no se informa sobre éste. Los estudios tampoco han aportado datos sobre el desempeño (efectos suelo y techo) de ninguna de las escalas. En cuanto al significado de las puntuaciones, para las diferentes escalas, no existe consenso generalizado. En el caso del IB, los puntos de corte más frecuentes son 6050,54, entre la dependencia moderada y leve, y 40, entre la dependencia moderada y severa36,52. Para el IK, si bien existe una categorización preestablecida (7 categorías: A-G), en algunos casos ésta se agrupa en tres: independiente, parcialmente independiente y dependiente total, o bien como incapacidad leve, moderada y severa. Pero no todos los niveles equivalentes agrupan las mismas categorías27,59. En otros estudios la interpretación de la escala se realiza en función del número de actividades en las que la persona es independiente60. Los datos sobre la EFCR presentan cierto consenso, en tanto y en cuanto el punto de corte 3 parece ser el que mejor permite la discriminación entre la dependencia leve a moderada y la grave 27,29,47,48. Sobre el ACPOARS no hay información al respecto. Para ninguna de ellas se han informado datos normativos.
El eje de aplicabilidad de las escalas ha sido sobre el que menor cantidad y calidad de información se ha aportado, lo que resulta significativo dado que esta información es esencial para su correcta administración clínica.
Propiedades psicométricasLa fiabilidad (tabla 2) se evaluó en tres de las cuatro escalas seleccionadas. Sobre el IB únicamente se informa de la fiabilidad por equivalencia para la versión de Baztán et al12, cuya correlación interobservador supera los criterios de calidad mínimos a nivel grupal (> 0,70), pero no a nivel individual (> 0,90)66. Dos de las versiones del IK presentan datos de fiabilidad, pero sólo la de Álvarez-Solar et al26 presenta una información completa y obtiene coeficientes, en todos los casos, por encima de 0,70 y de test-retest por encima de 0,90. Sobre la versión de González-Montalvo et al27 se informa un coeficiente a por encima de 0,90 y coeficientes kappa interobservador entre 0,39 y 0,8527. En el caso de la EFCR, la fiabilidad sólo ha sido informada para una de las versiones62, y presenta valores de kappa inferiores a 0,70.
Resumen de los principales datos sobre fiabilidad de las diferentes versiones en castellano de las escalas de AVD
| Instrumento | Fiabilidad | ||
| Consistencia interna | Prueba-reprueba | Equivalencia | |
| Índice de Barthel, Mahoney y Barthel, 196520 | |||
| Baztán et al, 199312 | No informado | No informado | Kappa interobservador=0,85. PC: 55/60 (autónomos frente a dependientes40)Acuerdo entre enfermería y cuidadores informales. Kappa: alimentación (0,31), lavarse (0,29), vestirse (0,39), arreglo (0,31), control deposiciones (0,17),IU (0,32), ir al retrete (0,46) y escalones (0,55). Para las AVD trasladarse y deambulación no obtuvieron kappa37 |
| Índice de Katz, Katz et al, 196324 | |||
| Álvarez-Solar et al, 199226 | α de Cronbach (enfermeras)=0,86 y α de Cronbach (médicos)=0,8426 | En una muestra de 38 personas, a las 2 semanas: Correlación intraobservador (Spearman)=0,94 y Kendal-tau=0,9926 | Acuerdo entre jueces, kappa=0,84* (enfermeras frente a médicos)26 |
| González-Montalvo et al, 199127 | α de Cronbach=0,95 y de 0,98 sin el ítem de incontinencia urinaria61 | No informado | Kappa interobservador entre 0,39 y 0,85 (el único superior a 0,70)27 |
| Escala de incapacidad física de la Cruz Roja | |||
| Guillén-Llera, 198662 | No informado | No informado | Kappa interobservador entre 0,45 y 0,6227 |
AVD: actividades de la vida diaria; PC: punto de corte.
En cuanto a la validez, en todos los casos, excepto para la escala ACP-OARS, se han informado datos de validez de criterio predictivo (tablas 3 y 4). Sobre ninguna de las escalas se han informado datos de validez de criterio concurrente. En los análisis de utilidad predictiva, el IB resultó asociado a la mortalidad42,44,48, a la institucionalización35,41,47,50,52,54, a la utilización de servicios sociosanitarios35,39,47,48, a resultados funcionales e indicadores de mejoría funcional32,33,36,38,43,44,50–52 y a las caídas45. El IK se asoció a la mortalidad55,59, la institucionalización60 y a la utilización de servicios sociosanitarios56. Y la EFCR resultó asociada a la mortalidad48, la institucionalización47,48 y a la utilización de servicios sociosanitarios47.
Resumen de los principales datos sobre utilidad predictiva de las diferentes versiones en castellano de las escalas de AVD: mortalidad, institucionalización y uso de recursos sociosanitarios
| Instrumento | Utilidad predictiva | ||
| Mortalidad | Institucionalización | Utilización de recursos sociosanitarios | |
| Índice de Barthel, Mahoney y Barthel, 196520 | |||
| Baztán et al, 199312 | Diferencia entre fallecidos y supervivientes en el IB al alta, los 6 mesesc y al añob44 Los fallecidos durante 6 meses presentaron un IB más bajo al alta (51,5/64,9a)42 | Los pacientes de residencias y unidades de larga estancia presentaron mayores grados de incapacidad funcional previa y al ingreso35 Diferencias en IB al ingreso entre los pacientes que regresaron a su domicilio o ingresaron en un centro residencial y los que fallecieron o reingresaron en el hospital41 | Estancia hospitalaria (16,7 en deteriorados frente a 10,6 en no deteriorados)a, máxima asociación en intervalos de 5 días o al establecer como PC: 15/16 con una OR = 5,5 (estancia ≥ 15/16 días)33 Reutilización del servicio de urgencias al mes OR = 4,11 (deterioro funcional en AVD en consulta)39 MRM: días de estancia hospitalariab en el IB actual y en el IB basal35 |
| Alarcón-Alarcón et al, 199346 | Hospitalaria OR = 7,25 (IC del 95%, 3,41-15,39); a 6 meses OR = 4,89 (IC del 95%, 3,29-7,26). PC < 65 (IB en admisión)48 | Ingreso en residencia y ayuda domiciliaria OR = 10,7a. PC < 45 (IB al ingreso)47 | Mayor estancia hospitalaria OR = 4,29a (IC del 95%, 2,81-6,56). PC < 45 (admisión)48 Necesidad de ayuda social a los 6 meses OR = 5,86a (IB previo) OR = 3,18a (ingreso). PC < 4547 |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | No informado | No informado | No informado |
| Índice de Barthel, Shah et al, 198922 | |||
| Cid y Damián, 199713 | No informado | IB < 60 o ingreso en residencia OR = 3,98 (IC del 95%, 1,62-9,79); muerte o institucionalización al año OR = 2,89 (IC del 95%, 0,98-8,52). PC < 90 (IB previo)50 Institucionalización OR = 30,7. PC < 40 (IB al alta)52 | No informado |
| Índice de Barthel, Granger et al, 197923 | |||
| Grup de Treball, 199753 | No informado | Retorno al domicilio OR ajustada No informado = 3,67b (PC ≥ 60) y OR = 2,46b (PC = 31-59). En la RL definitiva el IB resultó NS54 | |
| Índice de Katz, Katz et al, 196324 | |||
| Álvarez-Solar et al, 199226 | RR = 1,23 (p = 0,511; categoría B) 5,32b (categoría G)55 | No informado | Probabilidad de no activo en el PADC (3 años), r/c la pérdida de 2 o más AVD (C o más)a,56 |
| Cruz-Jentoft, 199157 | No informado | No informado | No informado |
| Cruz-Jentoft, 199114 | Supervivencia: parcialmentedependientes OR = 1,18;totalmente dependientesOR = 3,67b. En la RL lapuntuación en IK fue NS59 | El número de personas que fueron dadas de alta a domicilios se relacionó con un mejor IK en el ingreso. Destinos al alta de pacientes en función del IK al ingresoc,60 | No informado |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | No informado | No informado | No informado |
| González-Montalvo et al, 199127 | No informado | No informado | No informado |
| Escala de incapacidad física de la Cruz Roja | |||
| Guillén-Llera, 197228 | Hospitalaria OR = 5,08. PC > 3 (antes de la enfermedad)48 | Traslado a cuidado institucional OR = 3,41b. PC > 3 (en admisión)48 | La r con la estancia hospitalaria resultó NS35 |
| Ingreso en residencia y previsión de ayuda social domiciliaria al alta OR = 3,41b. PC > 347 | |||
| Guillén-Llera, 198662 | No informado | No informado | No informado |
| Cruz-Jentoft, 199157 | No informado | No informado | No informado |
| Escala de actividades de cuidado personal del OARS, Fillenbaum, 198830 | |||
| Grau-Fibla et al, 199631 | No informado | No informado | No informado |
AVD: actividades de la vida diaria; IB: índice de Barthel; IC: intervalo de confianza; MRM: modelo de regresión múltiple; NS: no significativo; OR: odds ratio; PADC: programa de atención a domicilio de crónicos; PC: punto de corte; r: correlación; r/c: relacionado con; RL: regresión logística; RR: riesgo relativo. Deterioro funcional: una puntuación en el índice de Barthel inferior a la basal o previa a la consulta.
Resumen de los principales datos sobre utilidad predictiva de las diferentes versiones en castellano de las escalas de AVD: resultados funcionales
| Instrumento | Utilidad predictiva: resultados funcionales |
| Índice de Barthel, Mahoney y Barthel, 196520 | |
| Baztán et al, 199312 | Deterioro funcional al mes de consulta OR=12,8 (IC del 95%, 3,6-46,1). Pérdida funcional (IB previo-IB ingreso)32Deterioro funcional en AVD al mes del alta OR=3,5 (IC del 95%, 2-6,3). IB al ingreso33Riesgo de deterioro funcional al mes del altab. Según el IBI, un nivel de incapacidad leve obtuvo una OR =1, moderado OR=6,43 y severo-total OR=25. Estratificado: < 40 OR=40,13; entre 55-40 OR=10,32; entre 75-60 OR=5,32 y entre 100-80 OR=136Capacidad de deambular al alta solo o con mínima ayuda OR=1,02 (IC del 95%, 1,01-1,03). Puntuaciónprevia en el IB (por punto)38Indicadores mejoría funcional*43:1. IB al alta r/c IB previo (0,41)d, con el IBI (0,71)d y con el deteriorofuncional (–0,40)d2. Ganancia funcional r/c IB previo (0,16)a y el deterioro funcional (0,25)a3. IH r/c el IB previo (0,31)c y con IB al ingreso (–0,35)d4. IHC r/c el IB al ingreso (0,31)c y el deterioro funcional (–0,37)d5. E r/c el IB previo (0,15)a y con el deterioro funcional (0,18)aGanancia funcional al año del alta. El IB previob confirma su valor predictivo y el IB al ingreso adquiere unvalor independienteb,44Incidencia de caídas en la hospitalización, el IB previo resultó predictor junto a otros predictores (OR=1,013; IC del 95%, 1,002-1,02445) |
| Alarcón-Alarcón et al, 199346 | No informado |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | No informado |
| Índice de Barthel, Shah et al, 198922 | |
| Cid y Damián, 199713 | Al alta: no deambulación independiente OR=4,5 (IC del 95%, 1,68-12,04), un I. Montebello<0,5 OR=0,26 (IC del 95%, 0,08-0,83) y un IB<60 o ingreso en residencia 3,98 (IC del 95%, 1,62-9,79).A los 12 meses: no deambulación independiente OR=9,90 (IC del 95%, 2,67-36,75). IB previo<9050La RL51:1. ganancia funcionalb, estanciac y con eficiencia (NS). IB previo.2. ganancia funcionalc, estanciac y eficiencia (NS). IB al ingreso.El AM mostró que un IB previo<60 (OR=0,36 [IC del 95%, 0,14-0,93])b y el IB al ingreso en cualquiera de sus valores: IB≥60 (1), si 40-59 (OR=3,71 [IC del 95%, 1,42-9,79])b, si 20-39 (OR=6,98 [IC del 95%, 2,49-19,56]) c y IB<20 (OR=7,14 [IC del 95%, 2,46 20,76])c resultaron factores r/c la mejoría funcional.El IB al ingreso: si 40-59 (1), si 20-39 (OR=0,28 [IC del 95%, 0,13-0,64]) b y<20 (OR=0,06 [IC del 95%, 0,02-0,13])c, r/c IB al alta≥6052 |
| Índice de Barthel, Granger et al, 197923 | |
| Grup de Treball, 199753 | No informado |
| Índice de Katz, Katz et al, 196324 | |
| Álvarez-Solar et al, 199226 | No informado |
| Cruz-Jentoft, 199157 | No informado |
| Cruz-Jentoft, 199114 | No informado |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | No informado |
| González-Montalvo et al, 199127 | No informado |
| Escala de incapacidad física de la Cruz Roja | |
| Guillén-Llera, 197228 | No informado |
| Guillén-Llera, 198662 | No informado |
| Cruz-Jentoft, 199157 | No informado |
| Escala de actividades de cuidado personal del OARS, Fillenbaum, 198830 | |
| Grau-Fibla et al, 199631 | No informado |
AM: análisis multivariado; AVD: actividades de la vida diaria; deterioro funcional: una puntuación en el índice de Barthel inferior a la basal o previa a la consulta; ganancia funcional: IB al alta IB ingreso (IBA-IBI); I. Montebello: (IB alta IB ingreso)/(IB previo IB ingreso); índice de Heinemann (IH): IBA-IBI/10-IBIX100; índice de Heinemann corregido: 100 se sustituye por el valor real de IB previo; IC: intervalo de confianza; mejoría funcional: ganancia funcional mayor o igual a 20 puntos en el IB; NS: no significativo; OR: odds ratio; pérdida funcional: IB previo IB ingreso (IBP-IBI); r/c: relacionado con; RL: regresión logística.
La validez de constructo se informó en todos los instrumentos. La estructura factorial sólo se ha analizado para la escala ACP-OARS31, que mostró un patrón unidimensional en un análisis factorial de todas las escalas del OARS. La validez discriminante, entre grupos conocidos, no se ha informado para ninguna de ellas.
Para las cuatro medidas se han llevado a cabo análisis de evidencias convergentes y divergentes (tabla 5). La obtención de evidencias convergentes se ha centrado en asociaciones con escalas de funcionamiento físico. El IB12 se ha correlacionado con la escala Plutchik (r =0,85)40 y con la EFCR (r =0,86)35. La versión de González-Montalvo et al27 y la de Cruz-Jentoft57 del IK se asociaron a la EFCR con correlaciones entre 0,73 y 0,9427 para la primera y de 0,87 para la última58. La versión de la EFCR de Guillén-Llera62 se asoció, además, con el Functional Autonomy Measurement System (SMAF), con correlaciones entre 0,67 y 0,8 763. La obtención de evidencias divergentes se ha centrado en la búsqueda de asociaciones con escalas de otros dominios de CVRS, variables sociodemográficas y clínicas. Esta información se ha obtenido de estudios transversales o de análisis transversales en estudios longitudinales. La responsividad se evaluó formalmente para el IB en un estudio41 de la versión de Baztán et al12. El trabajo, realizado en una unidad de convalecencia y rehabilitación, no especificó la intervención realizada y presentó un coeficiente de tamaño de efecto pequeño (0,31)67.
Resumen de los principales datos sobre validez de constructo de las diferentes versiones en castellano de las escalas de AVD
| Instrumento | Validez de constructo | |
| Relaciones con otras escalas | Relaciones con otras variables | |
| Índice de Barthel, Mahoney y Barthel, 196520 | ||
| Baztán et al, 199312 | r (EP) 0,85a. PC (autonomía/dependencia):IB: 55/60 e EP: 4/5. Kappa intraobservadorcon EP = 0,75 y con IK = 0,7740r (IB ingreso-EFCR) 0,86b,35 | La relación con las variables sociodemográficas y el deterioro funcional resulta NS33Se incluían en el deterioro funcional el grado de deterioro cognitivoc, el tipo de demenciaa, la presencia de alucinacionesa, de apatíab y de depresiónb, explicando el 25% de la variabilidad en la capacidad funcionalc,34La r del IB ingreso con la edad 0,26b,35 |
| Alarcón-Alarcón et al, 199346 | No informado | No informado |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | No informado | Todos los ítems de IB al ingreso se correlacionaron con la edad (p = 0,000 y p = 0,016). El sexo resultó NS49 |
| Índice de Barthel, Shah et al, 198922 | ||
| Cid y Damián, 199713 | No informado | El IB al ingreso y el IB previo se r/c la edadb,52 |
| Índice de Barthel, Granger et al, 197923 | ||
| Grup de Treball, 199753 | No informado | No informado |
| Índice de Katz, Katz et al, 196324 | ||
| Álvarez-Solar et al, 199226 | No informado | Se encontró una diferencia significativa para la edadc y no con el sexo26El deterioro del grado de autonomía (Katz) evoluciona con la pérdida de la capacidad cognitivaa,56 |
| Cruz-Jentoft, 199157 | r (EFCR) 0,8758 | No informado |
| Cruz-Jentoft, 199114 | No informado | No informado |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | No informado | Todos los ítems se correlacionaron con la edadb y no con el sexo49 |
| González-Montalvo et al, 199127 | r Spearman (EFCR) 0,73 (médico 1);0,90 (médico 2); 0,87 (enfermera) y 0,94 (auxiliar)c,27 | No informado |
| Escala de incapacidad física de la Cruz Roja | ||
| Guillén-Llera, 197228 | r (IBI) 0,86b (p < 0,001)35IB: S = 0,88; E = 0,78. Punto corte: 229 | La r con la edad fue 0,21b,35 |
| Guillén-Llera, 198662 | r (SMAF ingreso) 0,87; 0,83 (al mes); 0,67(2 meses) y 0,76 (3 meses)63 r Spearman (IK) 0,73 (médico 1); 0,90 (médico 2); 0,87 (enfermera) y 0,94 (auxiliar de clínica) e IK: S entre 0,74 y 0,90; E entre 0,76 y 0,98. Tres niveles: leve (grados 0-I en la EFCR y A-B en el IK), moderado (grados II-III en la EFCR y C-D en el IK), grave (grados IV-V en la EFCR y E-G en el IK)27 | |
| Cruz-Jentoft, 199157 | r Spearman (IK) 0,8758 | No informado |
| Escala de actividades de cuidado personal del OARS, Fillenbaum, 198830 | ||
| Grau-Fibla et al, 199631 | No informado | Mayor incapacidad para realizar la ACP se r/c deterioro cognitivo (no-leve frente a moderado-severo) OR = 6,49 (IC del 95%, 2,90-14,49)c, con la edad (60-64 frente a > 75 años) OR = 3,23 (IC del 95, 2,16-4,83)c, con los síntomas psiquiátricos subjetivos (no leve frente a grave) OR = 2,49 (IC del 95%, 1,66-3,74)b, autopercepción del estado de salud (excelente/buena frente a regular/mala) OR = 2,41 (IC del 95%, 1,54-3,80)b, presencia de enfermedad crónica OR = 2,37 (IC del 95%, 1,01-5,54)a, número de visitas al médico/enfermera OR = 1,44 (IC del 95%, 1,04-2,00)a Cte = -4,2666c,65La dependencia en ACP se asoció a un perfil en el EQ diferente del 1111 (mala calidad de vida) (OR = 2,5), con la existencia de problemas en las dimensiones actividades cotidianas (OR = 4,8) y movilidad (OR = 4,8) del EQ y en la de energía (OR = 1,9); dolor (OR = 2,9); movilidad física (OR = 3,4); reacciones emocionales (OR = 0,5) y aislamiento social (OR = 2,4) del PSN (todas excepto sueño)64 |
ACP: actividades de cuidado personal (AVD); AVD: actividades de la vida diaria; Cte: constante; E: especificidad; EFCR: escala de incapacidad física de la Cruz Roja; EP: escala Plutchik; EQ: EuroQol; IC: intervalo de confianza; NS: no significativa; OR: odds ratio; PSN: perfil de salud de Nottingham; r: correlación; r/c: relacionado con; S: sensibilidad.
Los instrumentos (tabla 6) que resultan con una valoración sumaria más alta son la versión del IB de Batzán et al12 y la de Álvarez-Solar et al26 del IK. Ambas son traducciones simples y sobre ellas se han presentado evidencias de su utilidad predictiva y convergencia o divergencia con otros instrumentos o constructos.
Valoración resumen sobre los principales indicadores de calidad de las diferentes versiones en castellano de las escalas de ABVD
| Instrumento | Adaptación transcultural | Fiabilidad | Validez | Responsividad |
| Índice de Barthel, Mahoney y Barthel, 196520 | ||||
| Baztán et al, 199312 | + | + | ++ | + |
| Alarcón-Alarcón et al, 199346 | ? | ? | + | ? |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | ? | ? | + | ? |
| Índice de Barthel, Shah et al, 198922 | ||||
| Cid y Damián, 199713 | ? | ? | ++ | ? |
| Índice de Barthel, Granger et al, 197923 | ||||
| Grup de Treball, 199753 | + | ? | + | ? |
| Índice de Katz, Katz et al, 196324 | ||||
| Álvarez-Solar et al, 199226 | + | ++ | ++ | ? |
| Cruz-Jentoft, 199157 | ? | ? | + | ? |
| Cruz-Jentoft, 199114 | + | ? | + | ? |
| Fontana-Fortuny et al, 200249 | ? | ? | + | ? |
| González-Montalvo et al, 199127 | + | + | + | ? |
| Escala de incapacidad física de la Cruz Roja | ||||
| Guillén-Llera, 197228 | NP | ? | ++ | ? |
| Guillén-Llera, 198662 | NP | + | + | ? |
| Cruz-Jentoft, 199157 | NP | ? | + | ? |
| Escala de actividades de cuidado personal del OARS, Fillenbaum, 198830 | ||||
| Grau-Fibla et al, 199631 | +++ | ? | + | ? |
ABVD: actividades básicas de la vida diaria; NP: no procede.
Criterios de valoración: 1. Proceso de adaptación transcultural (?: no informado; +: sólo traducción; ++: traducción-retrotraducción; +++: traducción-retrotraducción y prueba piloto); 2. Fiabilidad (?: no informada; +: alguna aspecto de fiabilidad evaluado (1 o 2); ++: todos los aspectos examinados en un único estudio; +++: todos los aspectos examinados en varios estudios); 3. Validez (?: no informada; +: un único aspecto de validez evaluado; ++: varios aspectos de validez evaluados; +++: todos los aspectos examinados); 4. Responsividad (?: no informada; +: evidencia procedentes de un único estudio; ++: evidencias procedentes de más de un estudio).
La revisión realizada nos ha permitido identificar cuatro escalas de actividades de la vida diaria: IB, IK, EFCR y ACPOARS. Las evidencias obtenidas sobre éstas se han evaluado en función de tres ejes: adecuación conceptual, aplicabilidad y calidad psicométrica. En general, las evidencias son escasas y destaca la ausencia de datos sobre aplicabilidad e interpretabilidad. La información se ha centrado, mayoritariamente, en los aspectos psicométricos: de fiabilidad y validez.
La versión de Baztán et al12 del IB y la versión del IK desarrollada por Álvarez-Solar et al26 son los dos instrumentos sobre los que se ha obtenido mayor cantidad de información. Sin embargo, su proceso de validación lingüística ha sido deficiente; ambas son traducciones simples. La versión del IB se ha utilizado principalmente en atención especializada e instituciones de media y larga estancia como un instrumento de evaluación de intervenciones y ha presentado diferentes formas y fuentes de administración. El IK se ha utilizado en atención primaria y domiciliaria como un método de clasificación de pacientes o asignación de recursos (asistencia a domicilio) y se ha administrado únicamente mediante entrevista, y el paciente fue la fuente del informe en todos los casos. Para ninguno de ellos se han informado datos sobre el desempeño de los ítems (efecto suelo y techo), que sí han sido aportados en el ámbito internacional para el IK, donde se ha evidenciado un porcentaje elevado de efecto suelo en personas con baja discapacidad, lo que lo hace insensible a pequeños niveles de variación9. Tampoco se han obtenido datos normativos para ninguno de los dos. En relación con su aplicabilidad, sobre la versión de Baztán et al12 no se ha obtenido información alguna y sobre la versión del IK26 sólo ha sido mencionada en un estudio. Estas lagunas de información también se han evidenciado, en el ámbito internacional, en revisiones como la de McDowell y Newell9 o la de Sainsbury et al68. En esta última se hace hincapié en la necesidad de dar respuesta a cuestiones tan relevantes como es la recomendación o no de entrenamiento o el uso de una guía de apoyo para la administración del IB en personas mayores.
Sobre la versión de Álvarez-Solar et al26 del IK se ha presentado un número mayor de evidencias sobre fiabilidad, que superan en todos los casos los estándares de calidad para decisiones grupales; lo que no ocurre en el ámbito internacional, donde ha sido catalogada como una escala con pocas evidencias de fiabilidad y validez9,69. Para la versión de Baztán et al26 del IB sólo se han presentado datos de fiabilidad por equivalencia. La escasa información que existe sobre la fiabilidad de esta escala, especialmente sobre su reproducibilidad test-retest, se ha puesto de manifiesto también en el ámbito internacional68. Sin embargo, en cuanto a la validez, esta versión del IB presenta mayor cantidad de evidencias sobre su utilidad predictiva y validez de constructo, y es la única sobre la que se han informado valores estandarizados de responsividad. Esto es paralelo, también, con lo que sucede en el ámbito internacional, donde las evidencias sobre la validez del IB son numerosas, tanto en relación con sus correlaciones con otras escalas como sobre su capacidad predictiva de resultados adversos9,69.
En cuanto al resto de escalas, la escala ACP-OARS presenta un adecuado proceso de adaptación transcultural, pero llevado a cabo como subescala del cuestionario OARS, y la EFCR se ha creado en castellano, lo que limita su comparabilidad con el ámbito internacional. Las evidencias obtenidas sobre su aplicabilidad y sus propiedades psicométricas son, para ambas, pocas o muy débiles. Cabría destacar que la primera se ha empleado en muestras comunitarias, con la finalidad de identificar necesidades de servicios o asignar recursos y la EFCR, básicamente, se ha utilizado para valorar cronicidad e invalidez desde un punto de vista médico.
Globalmente, las escalas de AVD identificadas en la literatura médica española adolecen de problemas en su adecuación conceptual, apareciendo un elevado número de versiones de una misma escala con procesos de adaptación transcultural poco rigurosos y sin información sobre el desempeño de sus ítems. Son escalas que, en su mayoría, se han aplicado en más de un contexto, excepto la ACPOARS, pero con escasas pruebas de su calidad en todos ellos (en nuestro país). El IB es el más utilizado en instituciones de media (unidades de convalecencia y rehabilitación) y larga estancia; el resto se utiliza más para la planificación de necesidades de cuidados de larga duración desde contextos clínicos o comunitarios.
La aplicabilidad es el apartado más deficiente: no se han informado datos normativos, puntos de corte estandarizados ni normas o instrucciones de administración. Los criterios psicométricos son el eje con mayor cantidad de información reunida, pero hay notables lagunas. Los datos sobre fiabilidad test-retest y consistencia interna son escasos; la equivalencia interobservador es el aspecto más estudiado de la fiabilidad. No se han obtenido evidencias de validez de criterio concurrente ni análisis confirmatorios sobre la estructura de los instrumentos, pero sí un elevado número de evidencias sobre su utilidad predictiva y convergencia/divergencia. Es destacable, asimismo, la ausencia de datos sobre responsividad para la mayor parte de las escalas, salvo el IB.
Esta distribución de hallazgos psicométricos no es casual. En consonancia con el hecho de que las medidas de AVD aportan una información muy valiosa como índices pronósticos de resultados adversos3, la mayoría de los estudios de validez encontrados han sido de utilidad predictiva. Estas escalas tienen un fuerte efecto techo (o suelo, si el sentido de la puntuación es de mayor a menor funcionalidad) en la investigación clínica y las convierte en poco útiles para la monitorización clínica de pacientes y la evaluación de resultados6. Consecuentemente, no se han encontrado apenas estudios de responsividad, salvo en el caso del IB. A primera vista, resulta llamativo los pocos estudios analítico-factoriales y de consistencia interna realizados con estas escalas, pero esta metodología asume la existencia de un dominio infinito de ítems que sean indicadores de un concepto abstracto o rasgo latente70. Esta lógica no está detrás de las escalas de AVD: los ítems son indicadores de un conjunto muy limitado de actividades o roles, y el universo de medida se agota en ellos; además, en su génesis ha primado más lo pragmático que lo conceptual6,9.
Para finalizar el examen crítico, dos cuestiones generales. Por un lado, la ausencia de estudios que comparen sistemáticamente la aplicabilidad y calidad psicométrica de dos o más escalas simultáneamente. Por otro, los instrumentos revisados son viejos, construidos antes de la Clasificación Internacional de Deficiencias, Discapacidades y Minusvalías71, y consiguientemente antes de la Clasificación Internacional del Funcionamiento, de la Discapacidad y de la Salud72 y de otros modelos conceptuales relevantes, como el proceso de discapacidad73. En el ámbito internacional, existe ya una nueva generación de instrumentos de estatus funcional con una sólida validez de contenido y propiedades psicométricas muy robustas, examinadas con metodología de "teoría de la respuesta al ítem" (TRI), como el Activity Measure for post-Acute Care (AM-PAC)74.
Si bien los datos son contundentes, es necesario tener en cuenta las limitaciones derivadas de los criterios de selección establecidos, ya que esta revisión no ha incluido las medidas genéricas de salud ni otras medidas multidimensionales. Sin embargo, estos perfiles no disponen de escalas específicas de AVD, aunque algunos de ellos tienen medidas monoítem de AVD, como las láminas COOP/WONCA75 o el EuroQol 5D76. Además, su uso específico con personas mayores es raro. Una posible excepción es la escala de funcionamiento físico del SF-3677, pero sólo uno de sus ítems se refiere a AVD. Otra segunda limitación es inherente al empleo de búsquedas electrónicas y recuperación de documentos. En nuestra estrategia ha primado la sensibilidad; para ello, se han empleado múltiples sinónimos de los términos de búsqueda y múltiples bases de datos, y las búsquedas electrónicas se han completado con búsquedas manuales y rastreo de referencias. Una tercera limitación deriva del hecho de no haber considerado para su inclusión la literatura médica gris.
Los hallazgos de esta revisión resultan paradójicos si tenemos en cuenta la relevancia y frecuente utilización de estas medidas, especialmente el IB y el IK, tanto en la investigación como en la clínica. La única explicación posible radica en la aceptación general de ciertas escalas por su reconocimiento y uso generalizado más que por la evidencia demostrada de su calidad psicométrica9. Finalmente, recomendamos: a) la realización de trabajos dirigidos a la estandarización de la aplicación de estos instrumentos y b) la valoración concurrente de varios de ellos, pero también c) el desarrollo o adaptación de nuevos instrumentos, mejor fundados conceptualmente y metodológicamente basados en modelos psicométricos más potentes (como los modelos de Rasch), que ya han demostrado su utilidad y viabilidad en este campo9,78,79.
Este estudio ha sido posible gracias a la financiación de la “Red Temática de Investigación Cooperativa sobre cuidados a personas mayors (RIMARED). Grupo de evaluación de resultados de salud” por el Fondo de Investigaciones Sanitarias, Exp: G03/100, cuyo investigador principal ha sido Julio Cabrero García.
