See discussions, stats, and author profiles for this publication at: https://www.researchgate.net/publication/286887566 Spanish version of "pain catastrophizing scale": Psychometric study in healthy women Article in Behavioral Psychology/Psicologia Conductual · April 2013 CITATION READS 1 1,293 4 authors, including: María José Lami Elena Miró Catholic University of Santiago del Estero University of Granada 18 PUBLICATIONS 151 CITATIONS 70 PUBLICATIONS 1,397 CITATIONS SEE PROFILE SEE PROFILE Some of the authors of this publication are also working on these related projects: Evaluación de los aspectos cognitivo-afectivos en pacientes con dolor crónico en Santiago del Estero, Argentina View project Evaluación de los aspectos cognitivo-afectivos en pacientes con dolor crónico View project All content following this page was uploaded by María José Lami on 16 February 2016. The user has requested enhancement of the downloaded file. 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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