Escala PCS Mujeres Sanas

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Spanish version of "pain catastrophizing scale": Psychometric
study in healthy women
Article in Behavioral Psychology/Psicologia Conductual · April 2013
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María José Lami
Elena Miró
Catholic University of Santiago del Estero
University of Granada
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Behavioral Psychology / Psicología Conductual, Vol. 21, Nº 1, 2013, pp. 137-156
VERSIÓN ESPAÑOLA DE LA “ESCALA DE CATASTROFIZACIÓN
DEL DOLOR”: ESTUDIO PSICOMÉTRICO EN MUJERES SANAS
María José Lami, María Pilar Martínez, Elena Miró y
Ana Isabel Sánchez
Universidad de Granada (España)
Resumen
La catastrofización desempeña un papel importante en la experiencia del
dolor tanto en pacientes con dolor crónico como en personas sanas. La “Escala
de catastrofización del dolor” (Pain Catastrophizing Scale, PCS) es un instrumento
muy utilizado para valorar esta característica, sin embargo, no está validado en
población general española. Dado que las mujeres tienden a catastrofizar más
que los hombres, es especialmente relevante valorar esta característica en ellas.
Este estudio tiene como objetivo analizar la estructura, fiabilidad y validez de la
PCS en una muestra de 312 mujeres sanas. El análisis factorial exploratorio no
confirmó la composición trifactorial de la versión original, pero identificó una
estructura de dos factores (Rumiación y Magnificación-Indefensión). Según el
análisis factorial confirmatorio esta estructura bifactorial es la más idónea. La PCS
y la versión abreviada (PCS-9) presentan adecuada consistencia interna, validez
convergente y capacidad clasificatoria. El punto de corte óptimo en la PCS es 11 y
en la PCS-9 es 8. Se discuten las implicaciones prácticas de los hallazgos y las
directrices para estudios futuros.
PALABRAS CLAVES: experiencia del dolor, catastrofización del dolor, mujeres sanas,
escala.
Abstract
Catastrophizing plays an important role in pain experience in both chronic
pain patients and healthy people. The Pain Catastrophizing Scale (PCS) is a widely
used instrument to assess this characteristic, although it has not been validated
for the Spanish general population. Given that women tend to catastrophize
more than men, it is especially relevant to assess this characteristic in women. This
study aimed to analyze the structure, reliability and validity of the PCS in a sample
of 312 healthy women. Exploratory factor analysis of the PCS did not confirm the
three-factor structure of the original version but identified a structure with two

La investigación forma parte de un proyecto I+D financiado por el Ministerio de Ciencia e Innovación
(referencia PSI2009-13765PSIC). Los autores del presente estudio agradecen al Dr. Michael J. L. Sullivan
que les proporcionara la “Escala de catastrofización del dolor” (Pain Catastrophizing Scale).
Correspondencia: M. Pilar Martínez, Dpto. de Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico,
Facultad de Psicología, Campus Universitario de Cartuja, 18071 Granada (España). E-mail:
[email protected]
138
LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
factors (Rumination and Magnification-Helplessness). According to the
confirmatory factor analysis, this two-factor structure is the most appropriate.
Both the PCS and the shortened version (PCS-9) have adequate internal
consistency, convergent validity and classification capacity. The optimal cut-off
points are score 11 in the PCS and score 8 in the PCS-9. Practical implications of
these findings and guidelines for future studies are discussed.
KEY WORDS: pain experience, pain catastrophizing, healthy women, scale.
Introducción
El dolor crónico constituye un problema de salud de primer orden. En España,
el 30,5% de las personas convive con condiciones clínicas dolorosas de larga
duración como el dolor lumbar o el cervical (Instituto Nacional de Estadística,
2010). La población femenina es la que padece con más asiduidad algunos de los
principales trastornos relacionados con el dolor. Por ejemplo, de los pacientes de
servicios de reumatología de varios países europeos, el 75% son mujeres (Branco
et al., 2010). Además, se ha constatado que las mujeres experimentan más dolor
clínico, malestar asociado al dolor y sensibilidad al dolor inducido
experimentalmente que los hombres (Paller, Campbell, Edwards y Dobs, 2009).
Para explicar dichas diferencias se ha apelado a mecanismos biológicos y
psicosociales tales como las hormonas gonadales, los moduladores endógenos del
dolor, los roles de género y los factores cognitivos/afectivos (Fillingim, King,
Ribeiro-Dasilva, Rahim-Williams y Riley, 2009). El dolor repercute significativamente
en la calidad de vida de la persona, dificultando su adecuado funcionamiento
físico, desempeño social y bienestar emocional y perturbando su sueño (LópezSilva, Sánchez de Enciso, Rodríguez-Fernández y Vázquez-Seijas, 2007; Miró,
Martínez, Sánchez, Prados y Diener, 2012; Ramírez-Maestre y Valdivia, 2003).
Asimismo, las condiciones de dolor llevan asociados importantes costos para la
comunidad. En España la proporción de pacientes con enfermedades músculoesqueléticas que reciben subsidios por discapacidad oscila entre el 2,2% y el 9,1%,
comportando estas enfermedades elevados gastos económicos para el sistema
sanitario, que en el caso de la fibromialgia alcanzan una media de 908,67 euros
(costos ambulatorios directos) por persona al año (Soares-Weiser et al., 2010).
El enfoque biopsicosocial es el marco conceptual más ampliamente aceptado
en la actualidad para entender y tratar el dolor crónico (Gatchel, Peng, Peters,
Fuchs y Turk, 2007). En este contexto se considera el dolor como una experiencia
influida por procesos neurobiológicos, pero también por cogniciones, emociones y
conductas y que es vivida en el marco de relaciones interpersonales y claves
culturales particulares. Entre los parámetros psicológicos más importantes
asociados al aumento del dolor, el malestar emocional y la discapacidad física,
figuran la ansiedad y el miedo al dolor, la indefensión y la catastrofización del
dolor (Keefe, Rumble, Scipio, Giordano y Perri, 2004). En los últimos años ha
adquirido una gran relevancia el modelo de miedo-evitación del dolor (Leeuw et
al., 2007) que vincula estos componentes en una formulación cognitivoconductual sobre la persistencia del dolor. Según esta propuesta si la persona
evalúa negativamente el dolor y lo interpreta de manera catastrofista, surge el
miedo y la ansiedad ante el dolor, la excesiva atención al dolor y la
Versión española de la “Escala de catastrofización del dolor”
139
evitación/escape de la actividad que se estima que aumenta el dolor. Estas
reacciones conducen al deterioro del sistema muscular, a la discapacidad y a la
depresión. A su vez, todo ello intensifica la vivencia del dolor contribuyendo a una
espiral que incrementa el miedo y la evitación. Diversas investigaciones han
mostrado la validez de este modelo (Cook, Brawer y Vowles, 2006; Martínez,
Sánchez, Miró, Medina y Lami, 2011; Nieto, Miró y Huguet, 2009).
La catastrofización del dolor “se caracteriza por la tendencia a magnificar el
valor amenazante de los estímulos de dolor y sentirse indefenso en el contexto del
dolor, y por una relativa incapacidad para inhibir los pensamientos relacionados
con el dolor antes, durante o después de un encuentro doloroso” (Quartana,
Campbell y Edwards, 2009, p. 746). En los últimos años varias revisiones han
debatido sobre la naturaleza de este constructo (Martorella, Côté y Choinière,
2008; Quartana et al., 2009; Sullivan et al., 2001). La contribución de la
catastrofización al dolor está ampliamente demostrada tanto en muestras clínicas
como en muestras sanas. En diversas condiciones de dolor músculo-esqueléticas se
ha encontrado que la catastrofización está relacionada con mayor gravedad del
dolor, malestar emocional, discapacidad, mala respuesta al tratamiento (Edwards,
Bingham, Bathon y Haythornthwaite, 2006), menor autoeficacia en el
funcionamiento físico y el manejo de los síntomas (Sánchez, Martínez, Miró y
Medina, 2011) e incluso mayor ideación suicida (Edwards, Smith, Kudel y
Haythornthwaite, 2006). En muestras sanas también se ha verificado que la
catastrofización contribuye a la intensidad del dolor en tests de inducción de dolor
(Weissman-Fogel, Sprecher y Pud, 2008) y en pruebas neurodinámicas (Beneciuk,
Bishop y George, 2010), que en personas con dolor dental se asocia con una
mayor sensibilidad y menor tolerancia al dolor térmico (Edwards, Fillingim,
Maixner, Sigurdsson y Haythornthwaite, 2004) y que en sujetos sanos con cefaleas
se relaciona con mayor sintomatología depresiva (Buenaver, Edwards, Smith,
Gramling y Haythornthwaite, 2008).
La catastrofización del dolor puede ser un importante factor de riesgo en la
transición del dolor agudo al dolor crónico. Así, se ha constatado que los sujetos
inicialmente sanos con niveles elevados de catastrofización tienen más riesgo de
desarrollar dolor crónico y discapacidad (Picavent, Vlaeyen y Schouten, 2002), que
las personas sin dolor o con dolor no crónico presentan un patrón de “dosisrespuesta” de tal modo que aquéllas con niveles más altos de catastrofización
informan de dolor más intenso (Buer y Linton, 2002) y que en trabajadores con
lesiones músculo-esqueletales subagudas la catastrofización predice la persistencia
del dolor (Wideman y Sullivan, 2011). Estudios recientes de revisión (Campbell y
Edwards, 2009) y empíricos (Quartana et al., 2010) han examinado las vías
neurobiológicas a través de las cuales la catastrofización puede contribuir a la
vulnerabilidad a desarrollar o mantener un problema de dolor. Desde este
enfoque, la detección precoz de la catastrofización en personas sanas que puedan
estar expuestas en un futuro a una condición dolorosa, así como la intervención
temprana en esta variable, resultan cruciales para impedir su cronificación.
Por otra parte y en relación al sexo, se ha observado que las mujeres
muestran niveles más altos de catastrofización que los hombres, constatándose
que la catastrofización media las diferencias de sexo en parámetros de dolor tanto
140
LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
en pacientes con dolor crónico (Keefe et al., 2000) como en personas sanas
(Edwards, Haythornthwaite, Sullivan y Fillingim, 2004; Forsythe, Thorn, Day y
Shelby, 2011).
Una de las medidas más utilizadas para evaluar este constructo es la “Escala
de catastrofización del dolor” (Pain Catastrophizing Scale, PCS; Sullivan, Bishop y
Pivik, 1995), de la que se dispone de datos sobre su estructura factorial, fiabilidad
y validez (p. ej., Osman et al., 1997, 2000). La PCS ha sido adaptada a diferentes
idiomas y poblaciones. Se ha desarrollado una versión en alemán (Meyer, Sprott y
Mannion, 2008) y en chino (Yap et al., 2008), ambas en pacientes con dolor
crónico, y una versión en francés con estudiantes universitarios (French et al.,
2005). Asimismo, se han elaborado versiones para su uso en población infantil
(Crombez et al., 2003) y adolescente (Tremblay et al., 2008). En España, se ha
realizado una adaptación al español en pacientes con fibromialgia (GarcíaCampayo et al., 2008) y al catalán en pacientes con esguince cervical (Miró, Nieto
y Huguet, 2008). Respecto de la composición interna de la PCS, algunas
investigaciones que han utilizando el análisis factorial exploratorio en muestras no
clínicas (Osman et al., 1997), en trabajadores con lesiones de espalda (Chibnall y
Tait, 2005) y en pacientes con reconstrucción del ligamento cruzado anterior
(George, Lentz, Zeppieri, Lee y Chmielewki, 2012), han identificado una estructura
bifactorial, con un factor que contiene ítems combinados de las subescalas
Indefensión y Magnificación y otro factor diferenciado con los ítems de la
subescala de Rumiación. Sin embargo, otros estudios utilizando el análisis factorial
confirmatorio han informado de la estructura trifactorial de la PCS en controles
sanos (Osman et al., 1997) y en pacientes con fibromialgia (García-Campayo et al.,
2008), así como la invariancia de esta estructura entre personas con dolor bajo de
espalda crónico, fibromialgia y sanas (Van Damme, Crombez, Bijttebier, Goubert y
van Houdenhove, 2002).
Dado el destacado papel de la catastrofización en la experiencia del dolor,
resulta necesario disponer de una versión española de la PCS que mida con
precisión esta característica psicológica, tanto en muestras clínicas como no
clínicas. Sin embargo, no existe, hasta la fecha, ningún estudio que haya
examinado las propiedades psicométricas de este instrumento en población
general española. Considerando que la catastrofización constituye un factor de
riesgo en la cronificación del dolor (Picavent et al., 2002), esta medida puede
resultar fundamental con vista a la identificación precoz de las personas
vulnerables a desarrollar respuestas disfuncionales ante el dolor. Además, y puesto
que las mujeres experimentan de manera más intensa y perturbadora el dolor que
los hombres (Paller et al., 2009), puede ser de gran utilidad disponer de una
versión española de la PCS validada para su uso en mujeres. Finalmente, disponer
de una versión abreviada de la PCS, contribuiría a agilizar la evaluación de las
características psicológicas asociadas al dolor. Por todo ello, el presente estudio
está dirigido a analizar la adecuación psicométrica (fiabilidad, validez y
composición interna) de la PCS (y una versión abreviada) en una muestra de
mujeres españolas sanas.
Versión española de la “Escala de catastrofización del dolor”
141
Método
Participantes
Participaron 312 mujeres de la población general de Granada (España). El
rango de edad osciló entre 20 y 57 años, con una media de 34,08 (DT= 9,99). El
49,8% de las participantes estaba casada, el 44,7% soltera y el 4,5% separada o
divorciada. En cuanto al nivel educativo, el 14,7% tenía estudios básicos, el 35,7%
estudios medios y el 49,4% estudios universitarios. El 65,2% de las mujeres tenía
una situación laboral activa, el 19,3% eran estudiantes y el 14,8% estaban sin
trabajo.
Respecto a la salud actual, el 59,9% de las mujeres refirió un estado de salud
bueno, el 23,1% aceptable y el 17% excelente. El 85,6% indicó no tener ninguna
enfermedad y el 13,8% refirió enfermedades comunes (p. ej., hipercolesterolemia,
alergias, asma, hipertensión arterial). Con relación a los hábitos de vida, el 47,7%
informó no hacer actividad física, el 31,6% la realizaba de manera no sistemática y
el 20,6% practicaba actividad física habitualmente. El 77,6% refirió consumir
sustancias estimulantes a diario (té, café o refrescos de cola), el 65,7% no fumaba
y el 56,8% se declaró no consumidor de bebidas alcohólicas.
Instrumentos
 “Escala de catastrofización del dolor” (Pain Catastrophizing Scale, PCS;
Sullivan, Bishop y Pivik, 1995). Esta escala consta de 13 ítems que evalúan, en
una escala Likert de 0 (nada en absoluto) a 4 (todo el tiempo), aspectos
específicos de la catastrofización ante el dolor: rumiación, magnificación e
indefensión. En muestras comunitarias de adultos, la PCS ha presentado
adecuada consistencia interna y validez de criterio, concurrente y discriminante
(Osman et al., 2000).
 “Cuestionario de dolor de McGill, versión abreviada” (McGill Pain
Questionnaire, short-form, MPQ-SF; Melzack, 1987). El MPQ-SF explora la
experiencia de dolor considerando 15 descriptores verbales de dolor (sensorial
y afectivo), un índice de dolor actual y una escala analógica visual (VAS) para
evaluar la intensidad del dolor durante la última semana (de 1= sin dolor a
10= dolor extremo). En el presente estudio se utilizó la VAS. Las propiedades
psicométricas del MPQ han sido adecuadas en la versión para
hispanohablantes, constatándose la validez concurrente de la VAS (Lázaro et
al., 2001).
 “Escala de síntomas de ansiedad ante el dolor” (Pain Anxiety Symptoms Scale,
PASS-20; McCracken y Dhingra, 2002). Esta escala explora componentes
pertenecientes a la ansiedad ante el dolor: miedo, escape/evitación, ansiedad
fisiológica y ansiedad cognitiva. Está compuesta por 20 ítems con opción de
respuesta tipo Likert de 0 (nunca) a 5 (siempre). En muestras no-clínicas la
PASS-20 posee buena consistencia interna y validez concurrente (Abrams,
Carleton y Asmundson, 2007). La versión española, realizada por los autores
de este trabajo, presentó en esta muestra una consistencia interna de 0,91.
142

LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
“Cuestionario de vigilancia y conciencia del dolor” (Pain Vigilance and
Awareness Questionnaire, PVAQ; McCracken, 1997). Esta medida examina la
conciencia, la vigilancia y la observación del dolor, a través de 16 ítems de
respuesta tipo Likert que va de 0 (nunca) a 5 (siempre). En personas sanas el
PVAQ ha demostrado tener una estructura bifactorial (atención al dolor y
atención a los cambios del dolor) y una aceptable consistencia interna y
fiabilidad test-retest (Roelofs, Peters, Muris y Vlaeyen, 2002). La versión
española, realizada por los autores de este trabajo, presentó en esta muestra
una consistencia interna de 0,89.
 “Inventario de ansiedad de Beck” (Beck Anxiety Inventory, BAI; Beck, Epstein,
Brown y Steer, 1988) traducción española del BAI de Comeche, Díaz y Vallejo
(1995). El BAI consta de 21 ítems que exploran la gravedad de síntomas
ansiosos y a los que se responde según una escala Likert de 0 (en absoluto) a 3
(gravemente). Estudios recientes han proporcionado datos normativos, de
fiabilidad (consistencia interna de 0,93), validez factorial y validez
discriminante de la versión española del BAI (p. ej., Magán, Sanz y GarcíaVera, 2008).
 “Inventario de depresión de Beck” (Beck Depression Inventory, BDI; Beck,
Rush, Shaw y Emery, 1983) traducción española del BDI de Comeche et al.
(1995). El BDI incluye 21 conjuntos de ítems que evalúan la gravedad de los
síntomas depresivos. En cada ítem (de cuatro enunciados de respuesta), la
persona elige el enunciado que mejor describe cómo se ha sentido la última
semana. Los ítems se puntúan en un rango de 0 a 3. Varios estudios han
informado de la adecuada fiabilidad (consistencia interna de 0,83), validez
convergente y validez discriminante de la versión española del BDI (p. ej., Sanz
y Vázquez, 1998).
 “Escalas de actitudes hacia la enfermedad” (Illness Attitudes Scales, IAS;
Kellner, 1986). Esta medida explora las actitudes, miedos y creencias
relacionadas con la conducta anormal de enfermedad y la hipocondría. Consta
de 29 ítems, que se contestan según una escala Likert de 0 (no) a 4 (casi
siempre), agrupados en nueve subescalas: preocupación por la enfermedad,
preocupación por el dolor, hábitos de salud, creencias hipocondríacas,
tanatofobia, fobia a la enfermedad, preocupación por el cuerpo, experiencia
con el tratamiento y efectos de los síntomas. Las IAS tienen buena validez
discriminante, fiabilidad test-retest, validez concurrente y sensibilidad al
cambio (Sirri, Grandi y Fava, 2008). La versión española, realizada por los
autores de este trabajo, presentó en esta muestra una consistencia interna de
0,88.
Para el uso en nuestro contexto de la PCS, la PASS-20, el PVAQ y las IAS,
estos instrumentos fueron traducidos al español y, posteriormente, traducidos de
nuevo al inglés por un traductor inglés nativo con el fin de asegurarnos de su
equivalencia semántica.
Versión española de la “Escala de catastrofización del dolor”
143
Procedimiento
La muestra de mujeres adultas de la población general fue recabada en
contextos comunitarios no asistenciales (p. ej., familiares de estudiantes
universitarios, asociaciones de amas de casa, empleadas de centros comerciales).
Para participar en esta investigación debían cumplir con los siguientes criterios: 1)
tener entre 18 y 60 años; 2) ausencia actual de problemas médicos graves
(incluyendo dolor crónico); 3) ausencia de antecedentes de alcoholismo o abuso de
drogas y 4) ausencia actual de deterioro cognitivo, ideación psicótica y de síntomas
de ansiedad o depresión graves. Para garantizar que la muestra estuviera
compuesta por personas sin dolor crónico u otras enfermedades, en la evaluación
se incluyeron preguntas acerca de cómo las participantes percibían su salud actual
(según las categorías: 1. Mala, 2. Aceptable, 3. Buena y 4. Excelente), si tenían
alguna enfermedad diagnosticada (física o mental), consumían medicación y cómo
eran sus estilos de vida.
Se invitó a 350 mujeres a participar en un estudio sobre las actitudes y
conductas relacionadas con el dolor y la percepción del estado de salud. El 9,14%
de ellas declinó colaborar en el estudio, por lo que la muestra quedó compuesta
por 318 mujeres. Posteriormente fueron excluidas de los análisis 6 mujeres por
incumplir el criterio de no tener dolor crónico u otras enfermedades, quedando así
la muestra definitiva.
Las participantes recibieron un cuadernillo con preguntas sobre datos
personales y médicos así como diversos cuestionarios. El cuadernillo se
cumplimentó de manera individual, en aproximadamente una hora y fue
entregado en un plazo máximo de una semana. Las participantes firmaron un
consentimiento informado para colaborar en la investigación. No se facilitó
compensación económica ni de ningún otro tipo. El estudio fue aprobado por el
Comité Ético de la Universidad de Granada.
Análisis de datos
Las propiedades psicométricas de la PCS se examinaron con los programas
SPSS 15.0 y AMOS 7.0. En todos los análisis se utilizaron niveles de significación
inferiores a 0,05. Para identificar la estructura subyacente a la PCS se utilizó el
análisis factorial exploratorio (AFE) con el método de componentes principales
(rotación varimax). Para extraer el número de factores se aplicó el criterio de Kaiser
(1960) basado en la retención de los factores con valores propios iguales o
superiores a 1. La razón sujetos-ítems (24:1) superó el valor mínimo aceptable para
el análisis factorial (Nunnally, 1978). Aplicando los criterios de Comrey y Lee
(1992), con el fin de depurar el contenido de las dimensiones sólo se eligieron las
saturaciones por encima de 0,32. Siguiendo las pautas de estudios previos (George
et al., 2012), se excluyeron los ítems con saturaciones significativas en más de un
factor si la diferencia entre saturaciones era menor de 0,25. Se consideró que el
AFE permitiría obtener una versión abreviada de la PCS. La fiabilidad (consistencia
interna) de la PCS se examinó con el alfa de Cronbach, considerándose como
adecuados valores comprendidos entre 0,70 y 0,80 (Nunnally y Bernstein, 1995).
144
LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
Para examinar qué modelo factorial subyacente a la PCS es el más idóneo se
realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) con el método de máxima
probabilidad. Se utilizó el estadístico 2, no obstante, y dadas sus limitaciones, se
recurrió a índices adicionales como el error cuadrático medio de aproximación
(root mean squared error of approximation, RMSEA), el índice de ajuste
comparado (comparative fit index, CFI) y el índice de validación cruzada esperada
(expected cross validation index, ECVI). En la línea de estudios instrumentales
previos sobre la PCS, y para facilitar la comparación, se estimó que valores
inferiores a 0,08 en RMSEA (Thompson, 2004), superiores a 0,90 en CFI (Stevens,
2002) y bajos en ECVI (Browne y Cudeck, 1993) indicaban un aceptable ajuste del
modelo.
La validez convergente de la PCS se determinó mediante la relación entre las
variables, utilizándose para ello el coeficiente de correlación de Pearson. Se
consideraron correlaciones bajas (entre 0,10 y 0,29), medias (entre 0,30 y 0,49) y
altas (a partir de 0,50) (Cohen, 1988). Se calculó la sensibilidad y la especificidad
mediante tablas de contingencia para identificar el mejor punto de corte. Como
paso previo se dividió la muestra en dos subgrupos: altos vs. bajos en conducta
anormal de enfermedad. La comparación entre subgrupos se realizó con la prueba
t de Student, valorándose el tamaño del efecto con la d de Cohen. El valor
clasificatorio de los ítems de la PCS se examinó con un análisis discriminante en el
que se incluyeron los subgrupos mencionados.
Resultados
Estadísticos descriptivos
Tabla 1
Media y desviación típica de las medidas en la muestra de mujeres sanas
Medida
Intensidad del dolor (MPQ-SF)
Catastrofización del dolor (PCS-Total)
Rumiación
Magnificación
Indefensión
Ansiedad ante el dolor (PASS-20-Total)
Miedo
Escape/Evitación
Ansiedad fisiológica
Ansiedad cognitiva
Vigilancia y conciencia del dolor (PVAQ-Total)
Atención al dolor
Atención a los cambios del dolor
Ansiedad (BAI)
Depresión (BDI)
Actitudes hacia la Enfermedad (IAS)
Rango de la escala
1-10
0-52
0-16
0-12
0-24
0-100
0-25
0-25
0-25
0-25
0-80
0-50
0-30
0-63
0-63
0-108
M
3,16
12,98
5,77
2,55
4,66
23,89
4,23
8,52
3,49
8,30
31,21
17,67
13,61
9,01
6,76
34,35
DT
2,24
10,08
4,17
2,43
4, 50
16,68
4,62
5,76
3,98
5,88
14,42
8,60
7,13
8,88
5,69
14,50
Notas: MPQ-SF= Cuestionario de dolor de McGill, versión abreviada; PCS= Escala de catastrofización del
dolor; PASS-20= Escala de síntomas de ansiedad ante el dolor; PVAQ= Cuestionario de vigilancia y
conciencia del dolor; BAI= Inventario de ansiedad de Beck; BDI= Inventario de depresión de Beck; IAS=
Escalas de actitudes hacia la enfermedad.
145
Versión española de la “Escala de catastrofización del dolor”
En la tabla 1 se presentan la media y la desviación típica obtenidas por las
participantes en la PCS y en las restantes escalas administradas. Como era
esperable, la muestra obtuvo puntuaciones medias relativamente bajas en todas
las medidas consideradas.
Análisis factorial exploratorio, análisis de ítems y fiabilidad
Con anterioridad al AFE se calculó la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO=
0,93) y la prueba de esfericidad de Barlett (2= 2756,89; p< 0,001), que indicaron
la adecuación de los datos para el análisis. El AFE identificó dos componentes que
explicaban en conjunto el 65,58% de la varianza. Como consecuencia, quedaron
definidos dos factores: la subescala Rumiación (ítems 8, 9, 10 y 11) compuesta por
los mismos ítems que la versión original (Sullivan et al., 1995) y una subescala que
combina la Magnificación y la Indefensión (ítems 3, 4, 5, 7 y 13). Los ítems 1, 2, 6
y 12 no contribuyeron de manera significativa a ninguna de las dos escalas. En la
tabla 2 se muestra la saturación de los ítems en cada factor. La escala de
Rumiación se refiere a la incapacidad de inhibir los pensamientos relacionados con
el dolor (p. ej., “No dejo de pensar en lo mucho que me duele”). La escala de
Magnificación-Indefensión describe la valoración exagerada de los aspectos
nocivos y amenazantes del dolor (p. ej., “Me pregunto si me puede pasar algo
malo”) y la evaluación negativa de la capacidad de la persona para hacerle frente
(p. ej., “Es horrible y siento que esto es más fuerte que yo”). El conjunto de ítems
de estas escalas constituyó la PCS-9.
Tabla 2
Saturaciones de los ítems de la PCS en los factores obtenidos, media, desviación típica,
correlación ítem-total (rtot) y consistencia interna si el ítem es eliminado de la Escala de
catastrofización del dolor
Ítems de la escala
1. Estoy preocupado todo el tiempo pensando en si
el dolor desaparecerá
2. Siento que no puedo continuar
3. Es terrible y pienso que esto nunca va a mejorar
4. Es horrible y siento que esto es más fuerte que yo
5. Siento que no puedo aguantarlo más
6. Temo que el dolor empeore
7. No dejo de pensar en otras experiencias de dolor
8. Deseo con inquietud que desaparezca el dolor
9. No puedo apartarlo de mi mente
10. No dejo de pensar en lo mucho que me duele
11. No dejo de pensar en lo mucho que deseo que
desaparezca el dolor
12. No hay nada que pueda hacer para reducir la
intensidad del dolor
13. Me pregunto si me puede pasar algo malo
Valor propio
Varianza explicada (%)
Composición
MagnificaciónRumiación
Indefensión
M
DT
rtot

0,47
0,64
1,19 1,05 0,59
0,93
0,61
0,84
0,83
0,74
0,61
0,65
0,19
0,47
0,46
0,37
0,23
0,28
0,39
0,47
0,36
0,85
0,75
0,76
0,79
0,49
0,59
0,80
1,24
0,54
1,98
1,08
1,17
0,63
0,70
0,74
0,74
0,72
0,66
0,66
0,83
0,82
0,93
0,93
0,93
0,93
0,93
0,93
0,93
0,92
0,92
0,27
0,84
1,54 1,25 0,74
0,93
0,45
0,45
0,80 0,97 0,58
0,93
0,65
7,48
34,74
0,23
1,04
30,84
0,78 0,98 0,56
0,93
Nota: Se han señalado en negrita las saturaciones seleccionadas en cada factor.
--
0,91
0,85
0,92
0,97
1,06
0,86
1,32
1,07
1,08
--
--
--
146
LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
El análisis descriptivo de los ítems de la PCS se puede consultar en la tabla 2.
Los valores medios de respuesta oscilaron entre 0,49 del ítem 3 y 1,98 del ítem 8.
El promedio de las correlaciones inter-ítem fue de 0,54. Las correlaciones ítemtotal oscilaron entre 0,56 y 0,83. Se examinó la consistencia interna de la PCS, la
PCS-9 y de las subescalas derivadas del AFE. Los valores obtenidos fueron = 0,94
para la PCS, = 0,92 para la PCS-9, = 0,92 para Rumiación y = 0,87 para
Magnificación-Indefensión.
Análisis factorial confirmatorio
Como paso previo al AFC se comprobó la normalidad multivariante, la
linealidad y la ausencia de observaciones atípicas. En el AFC se sometieron a
contraste varios modelos partiendo de investigaciones anteriores y de los
resultados del AFE del presente estudio. En primer lugar se llevó a cabo el AFC de
la versión original de 13 ítems (de la escala total unifactorial y de los tres factores
originales) y, posteriormente, de la versión de 9 ítems (de la escala total
unifactorial y de los dos factores encontrados en el AFE). Los resultados no
mostraron un buen ajuste de la PCS ni para la estructura unifactorial (2= 601,70,
gl= 77, p< 0,001, RMSEA= 0,15 e intervalo de confianza (IC) al 90%= 0,14-0,16,
CFI= 0,81, ECVI= 2,14) ni para la estructura trifactorial original (Rumiación,
Magnificación e Indefensión) (2= 377,03, gl= 75, p< 0,001, RMSEA= 0,11 e IC al
90%= 0,10-0,13, CFI= 0,89, ECVI= 1,42). Tampoco se observó un adecuado
ajuste en la PCS-9 para la estructura unifactorial (2= 468,52, gl= 35, p< 0,001,
RMSEA= 0,20 e IC al 90%= 0,18-0,22, CFI= 0,78, ECVI= 1,65), sin embargo, la
estructura bifactorial (Rumiación y Magnificación-Indefensión) (2= 204,26, gl= 34,
p< 0,001, RMSEA= 0,13, e IC al 90%= 0,11-0,14, CFI= 0,91, ECVI= 0,80), ofreció
un modelo más adecuado que los demás.
Validez convergente
Tabla 3
Correlaciones de la PCS, la PCS-9 (y subescalas) con las restantes medidas de dolor
Ansiedad ante el dolor (PASS-20-Total)
Miedo
Escape/Evitación
Ansiedad fisiológica
Ansiedad cognitiva
Vigilancia y conciencia del dolor (PVAQ-Total)
Atención al dolor
Atención a los cambios del dolor
Intensidad del dolor (MPQ-SF)
MagnificaciónIndefensión
0,68**
0,69**
0,40**
0,58**
0,64**
0,55**
0,61**
0,37**
0,22*
Rumiación
PCS-9
PCS
0,66**
0,54**
0,47**
0,51**
0,67**
0,55**
0,58**
0,41**
0,17*
0,73**
0,66**
0,48**
0,59**
0,71**
0,59**
0,65**
0,43**
0,21*
0,73**
0,67**
0,47**
0,60**
0,72**
0,61**
0,66**
0,44**
0,22*
Notas: PASS-20= Escala de síntomas de ansiedad ante el dolor; PVAQ= Cuestionario de vigilancia y
conciencia del dolor; MPQ-SF= Cuestionario de dolor de McGill, versión abreviada; PCS-9= Escala de
catastrofización del dolor, versión abreviada; PCS= Escala de catastrofización del dolor. *p< 0,005;
**p< 0,001.
Versión española de la “Escala de catastrofización del dolor”
147
Para analizar la validez convergente se correlacionó la PCS, la PCS-9 y las
subescalas derivadas del AFE (Rumiación y Magnificación-Indefensión) con las
variables de ansiedad ante el dolor (PASS-20) y vigilancia y conciencia del dolor
(PVAQ) (tabla 3). La PCS, la PCS-9 y sus subescalas presentaron correlaciones altas
con la PASS-20 (Total y las subescalas de miedo, ansiedad fisiológica y cognitiva) y
moderadas con la subescala de escape/evitación. Asimismo, se observaron
correlaciones altas de la PCS, la PCS-9 y sus subescalas con el PVAQ (Total y la
subescala de atención al dolor) y moderadas con la subescala atención a los
cambios del dolor. La PCS, la PCS-9 y sus subescalas presentaron correlaciones
bajas con la intensidad del dolor.
Sensibilidad, especificidad y valor clasificatorio
En primer lugar se dividió la muestra en dos grupos en función de su
puntuación en las “Escalas de actitudes hacia la enfermedad” (IAS-Total),
formando un grupo de 76 mujeres con alta conducta anormal de enfermedad
(puntuaciones superiores al percentil 75, PD= 42) y un grupo de 83 mujeres con
baja conducta anormal de enfermedad (puntuaciones inferiores al percentil 25,
PD= 25). El grupo de alta conducta anormal de enfermedad obtuvo una media de
20,86 (DT= 10,88) y el grupo de baja conducta anormal de enfermedad de 6,88
(DT= 6,37) en la PCS. En el caso de la PCS-9, el grupo de alta conducta anormal de
enfermedad obtuvo una media de 14,46 (DT= 7,77) y el grupo de baja conducta
anormal de enfermedad de 4,76 (DT= 4,89). Los grupos difirieron
significativamente en las puntuaciones de la PCS (t95= 9,96; p< 0,001; d= 1,56), la
PCS-9 (t95= 9,23; p< 0,001; d= 1,17) y las subescalas de Rumiación (t95= 7,38; p<
0,001; d= 1,17) y Magnificación-Indefensión (t95= 9,26; p< 0,001; d= 1,51). Se
calculó la sensibilidad y la especificidad de acuerdo con las diversas puntuaciones
directas de la PCS y la PCS-9 para los grupos de alta y baja conducta anormal de
enfermedad. Para la PCS el punto de corte óptimo que combina las máximas
sensibilidad (0,80) y especificidad (0,78) recayó en la puntuación 11. Para la PCS-9
el punto de corte óptimo fue la puntuación 8, con una sensibilidad de 0,78 y una
especificidad de 0,80. La tabla 4 muestra estos resultados.
Para el análisis discriminante (tabla 4) se tomaron los subgrupos mencionados
en el anterior apartado según alta o baja conducta anormal de enfermedad. En un
primer análisis se incluyeron los 13 ítems de la PCS. Los resultados mostraron una
función discriminante con autovalor de 1,04 ( de Wilks= 0,49; 2= 106,15; p<
0,001) y una correlación canónica de 0,71. La PCS consiguió discriminar
correctamente al 84,3% de las participantes (se clasificó adecuadamente el 94%
de las mujeres con baja conducta de enfermedad y el 73,70% de las mujeres con
alta conducta de enfermedad). El centroide del grupo de baja conducta de
enfermedad fue -0,96 y el del grupo de alta conducta de enfermedad 1,07. Los
ítems con mayor correlación con la función discriminante fueron los ítems 1, 6 y
13.
En un segundo análisis se incluyeron sólo los 9 ítems de la PCS con el
objetivo de comparar la capacidad discriminante respecto de la anterior. Se
observó una función discriminante con autovalor de 0,83 ( de Wilks= 0,54; 2=
148
LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
91,35; p< 0,001) y una correlación canónica de 0,68. La PCS-9 fue capaz de
discriminar correctamente el 79,2% de las participantes (se clasificó
adecuadamente el 86,70% de las mujeres con baja conducta de enfermedad y el
71,10% de las mujeres con alta conducta de enfermedad). El centroide del grupo
de baja conducta de enfermedad fue -0,85 y el del grupo de alta conducta de
enfermedad 0,96. El ítem 13 mostró la mayor correlación con la función
discriminante.
Tabla 4
Sensibilidad, especificidad y matriz de estructura de la función discriminante de la PCS y la
PCS-9
Instrumento
Escala de
catastrofización del
dolor (PCS)
Escala de
catastrofización del
dolor, versión
abreviada (PCS-9)
Instrumento
Escala de
catastrofización del
dolor (PCS)
Escala de
catastrofización del
dolor, versión
abreviada (PCS-9)
Puntuación directa
9
10
11
12
13
6
7
8
9
10
Matriz de estructura
Ítem 1
Ítem 2
Ítem 3
Ítem 4
Ítem 5
Ítem 6
Ítem 7
Ítem 8
Ítem 9
Ítem 10
Ítem 11
Ítem 12
Ítem 13
Ítem 3
Ítem 4
Ítem 5
Ítem 7
Ítem 8
Ítem 9
Ítem 10
Ítem 11
Ítem 13
Sensibilidad
0,84
0,82
0,80
0,77
0,72
0,86
0,80
0,78
0,75
0,67
Función
0,62
0,52
0,54
0,56
0,55
0,70
0,54
0,43
0,49
0,54
0,56
0,42
0,75
0,60
0,63
0,61
0,60
0,47
0,55
0,60
0,63
0,84
Especificidad
0,69
0,72
0,78
0,81
0,85
0,70
0,76
0,80
0,86
0,87
Versión española de la “Escala de catastrofización del dolor”
149
Discusión
El presente estudio constituye la primera investigación instrumental de la
adaptación de la “Escala de catastrofización del dolor” en mujeres españolas
sanas. De acuerdo con los resultados obtenidos, se puede afirmar que la versión
española de la PCS posee suficientes garantías psicométricas para ser aplicada a la
población femenina no clínica de nuestro país. Esta escala ha demostrado tener
adecuada consistencia interna, validez convergente y valor clasificatorio, lo que la
convierte en una buena medida de la tendencia a realizar atribuciones alarmistas
de las sensaciones corporales dolorosas. Este estudio aporta al ámbito de la
valoración cognitiva del dolor una adaptación al español de la PCS de potencial
utilidad en la identificación precoz de la catastrofización del dolor en mujeres de la
población general. Esto tiene un indudable valor práctico ya que esta característica
psicológica contribuye a la transición del dolor agudo al dolor crónico (Buer y
Linton, 2002).
En la presente investigación, como paso previo se examinaron los valores
obtenidos por las participantes en las medidas psicológicas, constatándose niveles
similares a los informados en estudios previos por muestras no clínicas en
características cognitivas/afectivas de dolor (Abrams et al., 2007; Roelofs et al.,
2002), ansiedad (Magán et al., 2008), depresión (Sanz y Vázquez, 1998) y
actitudes hacia la enfermedad (Stewart y Watt, 2000).
A continuación, se puso a prueba la estructura original de tres factores de la
PCS (Sullivan et al., 1995). El AFE no confirmó tal composición sino que identificó
una estructura bifactorial que incluye Rumiación y Magnificación-Indefensión,
coincidiendo con los resultados obtenidos por Osman et al. (1997), Chibnall y Tait
(2005) y George et al. (2012). La escala de Rumiación conserva los mismos ítems
definidos en la original y hace referencia a la incapacidad de la persona de inhibir
los pensamientos relacionados con el dolor. La escala de MagnificaciónIndefensión se refiere a la valoración exagerada de los aspectos nocivos y
amenazantes del dolor y a la evaluación negativa de la capacidad de la persona
para hacerle frente. Los ítems de la escala mostraron valores elevados en el análisis
de correlación ítem-total e inter-ítem, lo que refleja gran coherencia entre ellos (sin
llegar a solaparse) respecto al constructo catastrofización. Se identificó un alpha de
Cronbach de la escala total de 0,94, que disminuía ligeramente si se eliminaba
alguno de los elementos. Asimismo, se observó que la PCS-9 y sus dos
componentes (Rumiación y Magnificación-Indefensión) mostraban una elevada
consistencia interna. El alpha de Cronbach obtenido en este estudio para la PCS
fue superior al encontrado por otros autores en muestras españolas con
fibromialgia (García-Campayo et al., 2008) y en muestras no clínicas de mujeres
(D’Eon, Harris y Ellis, 2004).
Mediante el AFC se sometieron a contraste la versión de 13 ítems y tres
subescalas y la versión de nueve ítems y dos subescalas. Este análisis no pudo
identificar con claridad como idóneos ninguno de los modelos examinados. No
obstante, y considerando el valor de CFI, el modelo que se ajustaría mejor a los
datos sería el modelo bifactorial de la PCS-9. Estos resultados se asemejan a los
encontrados por Chibnall y Tait (2005), quienes informaron que el modelo
150
LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
bifactorial era más parsimonioso en pacientes con lesiones de espalda,
especialmente entre los afroamericanos. Sin embargo, en muestra española de
fibromialgia se ha mostrado que el modelo trifactorial posee buen ajuste (GarcíaCampayo et al., 2008) y en pacientes con esguince cervical se ha planteado como
modelo más adecuado una estructura que incluiría tres factores de segundo orden
(rumiación, magnificación e indefensión) y un factor de orden superior
(catastrofización) (Miró et al., 2008). Considérese que los estudios españoles
anteriores, a diferencia del actual, se han realizado en grupos clínicos compuestos
por hombres y mujeres. A ese respecto, es necesaria más investigación para
esclarecer qué estructura resulta más apropiada según el perfil de la muestra de
estudio.
Por otra parte, las evidencias de validez convergente resultan satisfactorias,
dado que se encuentran correlaciones significativas entre moderadas y altas de la
PCS/PCS-9 con constructos cognitivo-afectivos como la ansiedad ante el dolor y la
vigilancia y conciencia de dolor. Estos resultados coinciden con estudios previos
(Abrams et al., 2007; Roelofs et al., 2002) y están en sintonía con el modelo de
miedo-evitación del dolor (Leeuw et al., 2007). Estas variables no son
completamente autónomas, sino que mantienen una porción de varianza común
entre ellas y con otras variables cognitivo-afectivas. A este respecto, en nuestro
estudio hemos observado que la PCS/PCS-9 y la PASS-20 muestran una alta
correlación que alcanza el valor de 0,73. La coincidencia entre estas variables ha
sido identificada en un estudio reciente (Vancleef, Vlaeyen y Peters, 2009) que
examinó la organización jerárquica de los constructos de la ansiedad por el dolor,
concluyendo que muchos de los ítems de la PCS y de la PASS-20 se agrupan en
un subgrupo que refleja las cogniciones catastróficas y la ansiedad cognitiva
respecto del impacto del dolor sobre el funcionamiento físico y mental.
En el análisis de la asociación entre variables se observan correlaciones
significativas pero bajas de la PCS/PCS-9 con la intensidad del dolor, lo que podría
deberse a que en promedio las puntuaciones en intensidad de dolor son bajas (M=
3,16) dado que se trata de una muestra no clínica. La correlación baja de la PCS y
la intensidad del dolor también ha sido informada en el estudio de French et al.
(2005) en población sana. No obstante, otros estudios en este tipo de muestras
han informado de vínculos más fuertes entre la PCS y la intensidad del dolor (Miró
et al., 2008; Osman et al., 2000).
Asimismo, se calculó la especificidad y la sensibilidad de la PCS/PCS-9 para
obtener un punto de corte que sirviera de cribado para la detección precoz de las
personas con tendencia a la catastrofización del dolor. Se identificó en la PCS
como punto de corte la puntuación 11 y en la PCS-9 la puntuación 8, permitiendo
ambas identificar adecuadamente a las personas con alta vs. baja conducta
anormal de enfermedad. Así, es posible sugerir que esta medida permite detectar
a las personas con riesgo de manifestar actitudes y comportamientos desajustados
ante la salud y la enfermedad (p. ej., preocupación excesiva por la enfermedad,
hábitos de salud desmesurados, consultas frecuentes e innecesarias al médico) y
que responderían de manera disfuncional ante el dolor. La sensibilidad y
especificidad de ambas versiones de la escala fueron equivalentes y adecuadas. No
existen estudios similares con los que poder comparar los resultados. Por último, se
Versión española de la “Escala de catastrofización del dolor”
151
realizó un análisis discriminante tanto para la PCS como para la PCS-9,
constatándose que la primera mostraba mayor capacidad diferenciadora entre los
grupos de alta vs. baja conducta anormal de enfermedad. En consonancia con
nuestros hallazgos, diversos informes muestran la utilidad de la PCS para
diferenciar entre controles sanos y muestras clínicas (Osman et al., 1997, 2000).
Este estudio presenta algunas limitaciones. La muestra estuvo compuesta
exclusivamente por mujeres, por lo que sólo está garantizada la idoneidad de la
adaptación realizada de la PCS en este sector de la población. La variable de dolor
utilizada procede de un cuestionario de autoinforme, por lo que hubiese sido
recomendable completar la información con alguna medida más objetiva de dolor
como el algómetro de presión, con el que valorar el umbral y la tolerancia al dolor.
Asimismo, hubiese sido de gran valor recabar datos objetivos sobre la conducta de
enfermedad tales como el número de consultas médicas o de días de absentismo
laboral por motivos de salud. Finalmente, las variables cognitivo-afectivas de dolor
podrían haber sido ampliadas con medidas de evaluación del miedo al movimiento
y a lesionarse y de las estrategias de afrontamiento del malestar físico.
Dada la notable contribución de la catastrofización a la vivencia del dolor, se
requieren estudios adicionales que intenten replicar esta investigación examinando
las propiedades psicométricas de la PCS en personas sanas con diferentes
intensidades de dolor, en diversas muestras de problemas de dolor crónico (p. ej.,
artritis reumatoide) valorando el dolor con otros instrumentos (p. ej., algómetro),
utilizando muestras de hombres y mujeres y explorando otras formas de fiabilidad
(p. ej., test-retest) y validez (p. ej., validez predictiva).
El presente estudio muestra que la versión española de la PCS y su forma
abreviada (PCS-9) poseen adecuadas propiedades psicométricas para ser utilizadas
en muestras no-clínicas. Disponer de esta adaptación de la PCS es de gran
relevancia para la identificación de personas sanas con episodios de dolor que
podrían llegar a realizar una valoración alarmista de los mismos. Esto es importante
ya que tal tendencia podría, a la larga, estar asociada a un deficiente
afrontamiento y a un mayor riesgo de que el problema se cronifique y genere
limitaciones funcionales. Nótese que investigaciones recientes han revelado que la
catastrofización puede contribuir a la vulnerabilidad de una persona a desarrollar o
mantener un problema de dolor (Buer y Linton, 2002; Campbell y Edwards, 2009;
Picavent et al., 2002; Quartana et al., 2010; Wideman y Sullivan, 2011). Por lo
tanto, un instrumento breve y de fácil aplicación como la PCS podría convertirse en
una medida de gran utilidad en contextos médicos. En atención primaria, serviría
para la identificación de las personas que podrían beneficiarse de programas
preventivos de los problemas de percepción y afrontamiento inadecuado del
malestar corporal. Considérese que los programas de prevención del dolor crónico
están destinados a reducir los factores psicosociales (entre ellos la catastrofización
del dolor) que obstaculizan la recuperación funcional y la reincorporación laboral
de las personas con lesiones físicas (Sullivan, Adams, Rhodenizer y Stanish, 2006;
Weiner y Nordin, 2010). En los servicios de reumatología, la PCS podría convertirse
en una herramienta para la detección de pacientes con dolor crónico en los que los
aspectos cognitivos puedan estar contribuyendo al mantenimiento del mismo y
que podrían beneficiarse de intervenciones centradas en modificar la valoración
152
LAMI, MARTÍNEZ, MIRÓ Y SÁNCHEZ
negativa del dolor. Cabe recordar que la terapia cognitivo-conductual reduce la
catastrofización en diversas condiciones clínicas de dolor (Glombiewski et al.,
2010; Riddle et al., 2011). La evaluación de la catastrofización del dolor puede ser,
por tanto, crucial para el conocimiento y manejo de la experiencia del dolor.
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RECIBIDO: 17 de agosto de 2011
ACEPTADO: 6 de diciembre de 2011
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