El estudio se llevó a cabo en dos fases: faseI, en la que se tradujo el instrumento, y fase II, en la que se evaluaron su validez y su fiabilidad.

Instrumento. Para evaluar el catastrofismo relacionado con el dolor se utilizó la PCS-C. Es una escala de autoinforme de 13 ítems desarrollada por Crombez et al.9 que evalúa las creencias catastróficas asociadas a la experiencia de dolor en el niño. La PCS-C comprende tres dimensiones (magnificación, rumiación y desesperación) con ítems a calificar en un rango de 5 respuestas posibles («nada», «un poco», «moderadamente», «bastante» y «extremadamente»). Puntuaciones mayores indican creencias más catastrofistas sobre el dolor (la puntuación total oscila entre 0 y 52). Las versiones de la PCS-C en inglés y en catalán han resultado ser fiables y válidas en muestras comunitarias y clínicas de niños y adolescentes9,13,14.

Proceso de traducción. La escala PCS-C se tradujo del inglés, el idioma del instrumento original9, al español siguiendo el método de traducción-retrotraducción. En primer lugar, fue traducida del inglés al español por dos investigadores del dolor bilingües de manera independiente. Un traductor profesional bilingüe resolvió las discrepancias entre ambos. A continuación, dos nativos bilingües realizaron la retrotraducción al inglés, y un traductor profesional bilingüe comparó esta versión en inglés con la versión original propuesta por Crombez et al.9. Las opciones de respuesta en términos de intensidad (0=nada, 1=un poco, 2=moderadamente, 3=bastante y 4=extremadamente) se reemplazaron por términos de frecuencia (0=nunca, 1=casi nunca, 2=a veces, 3=a menudo y 4=siempre) porque se observó que estos últimos se entendían mejor en español, como se había observado previamente en la versión catalana13. La versión en español se encuentra disponible en el material suplementario, documentoI.

Consideraciones éticas. El estudio fue aprobado por el Comité de Ética del Hospital 12 de Octubre y se adhirió a los principios de la Declaración de Helsinki. El manuscrito se redactó siguiendo las recomendaciones de la guía Standards for Reporting Diagnostic Accuracy Studies (STARD)16.

La muestra de conveniencia incluyó a niños y adolescentes. Los criterios de inclusión en la muestra fueron: a)capacidad de leer y escribir en español, tanto en los pacientes como en los padres, b)edad entre 8 y 18 años, y c)pacientes quirúrgicos pediátricos con una clasificación ASA del estado físico17 inferior o igual a3, excluyendo así a pacientes graves o urgentes. Se excluyeron los pacientes con discapacidad o con retraso cognitivo del desarrollo que pudiera interferir en la implementación del protocolo del estudio. También se excluyeron los pacientes sometidos a cirugía urgente y oncológicos.

En el momento del ingreso hospitalario se invitó a participar en el estudio a todos los pacientes pediátricos que iban a ser sometidos a una operación y a sus padres. En caso de estar interesados en participar, los padres fueron informados en detalle sobre el estudio en una entrevista de 45minutos, durante la cual rellenaron el formulario de consentimiento informado y cumplimentaron los cuestionarios impresos. Se obtuvo el asentimiento de los niños (edad<12años), así como el consentimiento explícito de los padres/tutores legales y los adolescentes como requisito para la participación en el estudio. A continuación se entrevistó a los pacientes por separado para que la presencia de sus padres no afectara a su respuesta a los cuestionarios (también impresos); esta entrevista duró 30minutos. Todas las entrevistas se llevaron a cabo en el servicio de cirugía del hospital.

Para validar la escala se analizaron las características demográficas y las siguientes variables: cirugías previas del paciente, consultas médicas en el último año, intensidad del dolor (autoinformada por el paciente con la Faces Pain Scale-Revised [FPS-R]18 y evaluada por los padres mediante la Parent's Postoperative Pain Measure [PPPM]19), calidad de vida relacionada con la salud (Pediatric Quality of Life Inventory 4.0 Generic Core Scale [PedsQL]),20 discapacidad funcional (escala numérica Numeric Rating Scale [NRS])18 e interferencia del dolor (PROMIS-Pediatric Pain Interference Scale)21. Las características de las escalas y sus propiedades psicométricas se pueden consultar en el material suplementario, documentoII.

Para realizar todos los análisis estadísticos se utilizaron el software SPSS® versión 21 (IBM SPSS Statistics) y el software estadístico Mplus7.11. El nivel de significación estadística se fijó en el 5% (p<0,05).

La validez de constructo se evaluó en dos pasos: 1)análisis factorial exploratorio (AFE) para identificar la estructura factorial óptima, y 2)análisis factorial confirmatorio (AFC) para confirmar la estructura factorial teórica. De acuerdo con los criterios establecidos por varios autores, se estableció un tamaño muestral mínimo de 100 pacientes para poder realizar el AFE22,23. Para confirmar la estructura factorial teórica el tamaño muestral se incrementó en 50 participantes, ya que en casos en los que el número de condición es bajo, las muestras de 50 participantes pueden generar resultados fiables22. Por lo tanto, el AFC se llevó a cabo con un total de 150 observaciones.

Para determinar si la matriz de correlación de Pearson era factorizable se utilizó la prueba de esfericidad de Bartlett y el índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)23. De acuerdo con las recomendaciones estadísticas, el número óptimo de factores se estableció mediante la regla de Kaiser (preservar factores con valor propio ≥1) y el gráfico de sedimentación24. En el AFE se utilizó el método de factorización del eje principal con rotación oblicua para la extracción de factores. Para la inclusión de cada ítem en la escala se consideró necesaria una carga factorial de 0,4 o superior.

El AFC se realizó mediante el método robusto de estimación por máxima verosimilitud (MLR). Se utilizaron los siguientes índices de la bondad de ajuste: prueba χ2, índice de ajuste comparativo (CFI), índice de Tucker-Lewis (TLI), raíz media cuadrática residual estandarizada (SRMR) y error cuadrático medio de aproximación (RMSEA). El ajuste del modelo se consideró bueno si cumplía los criterios propuestos por Hu y Bentler (TLI y CFI ≥0,95, SRMR y RMSEA ≤0,08)25. También se calcularon índices de modificación para identificar áreas locales del modelo mal especificadas que no son sensibles a los índices generales de bondad de ajuste mencionados anteriormente26.

La fiabilidad de la versión española de la PCS-C se evaluó en base a su consistencia interna. La consistencia interna se consideró aceptable para valores del alfa de Cronbach superiores a 0,7027. El efecto suelo/techo se definió como que un mínimo del 15% de los pacientes tuvieran la puntuación mínima o máxima, respectivamente28.

La validez convergente se evaluó mediante la correlación de Pearson de la versión española de la PCS-C y los siguientes parámetros clínicos utilizados para evaluar el dolor, la discapacidad funcional y la calidad de vida en pacientes pediátricos: consultas médicas en el último año, cirugías previas, FPS-R, PPPM, PROMIS-Pediatric Pain Interference Scale, NRS (discapacidad funcional) y PedsQL. La fuerza de la correlación se evaluó mediante el coeficiente de correlación de Pearson, considerándose fuerte si el coeficiente era superior a 0,60, moderada si el coeficiente tenía un valor entre 0,30 y 0,60, y débil si el coeficiente era inferior a 0,3028.

Antes de realizar AFE, se calculó el coeficiente alfa de Cronbach para toda la escala (α=0,89) y las correlaciones ítem-escala total ajustadas (correlación ítem-escala total media=0,583). No se eliminaron ítems, dado que todos contribuían sustancialmente a la escala.

El índice KMO mostró que los datos eran apropiados para el análisis factorial (KMO=0,866), y la prueba de esfericidad de Bartlett rechazó la hipótesis nula de la matriz identidad: χ2(78)=592,41 (p<0,001). En base a estos resultados, estaba justificado proceder con el AFE. Los criterios de Kaiser aconsejaron retener tres factores (fig. 1). Los índices de bondad de ajuste mostraron que el modelo de tres factores se ajustaba bien a los datos: CFI=0,980, TLI=0,963; SRMR=0,035; RMSEA=0,049; IC95%: 0,001 a 0,088. Las cargas factoriales de cada ítem se muestran en la tabla 2.

Figura 1.

Gráfico de sedimentación de la versión en español de la PCS-C.

(0,05MB).

El AFC corroboró que todos los ítems estaban incluidos en el factor teórico esperado y mostraban una carga factorial óptima (≥0,560). Por lo tanto, decidimos establecer un modelo de tres factores con los 13 ítems mencionados. El modelo final se ajustó bien a los datos: χ2(45)=66,48; p=0,325; CFI=0,993, TLI=0,992; RMSEA=0,022; IC95%: 0,001 a 0,055; SRMR=0,043. La figura 2 muestra las cargas factoriales estandarizadas de la solución final de tres factores.

Figura 2.

Modelo de ecuaciones estructurales de la versión definitiva en español de la Pain Catastrophizing Scale for Children (PCS-C).

(0,18MB).

La versión final en español de PCS-C se compuso de un total de 13 ítems. Todos los ítems se formularon como declaraciones directas y positivas a calificar en una escala Likert de 5 puntos (0-4). Por lo tanto, la puntuación total varía entre 0 y 52 puntos. La consistencia interna de la escala fue excelente (α de Cronbach=0,904; IC95%: 0,880 a 0,925), con sus tres subescalas mostrando valores de consistencia interna de 0,800 o superiores (desesperación: 0,810 [IC95%: 0,759 a 0,854]; magnificación: 0,800 [IC95%: 0,737 a 0,850; rumiación: 0,843 [IC95%: 0,797 a 0,880]). Solo el 8,7% de los niños obtuvieron la puntuación mínima posible, y ninguno la puntuación máxima posible. Por lo tanto, no se detectaron efectos de suelo o de techo en la versión final en español de la PCS-C.

Las correlaciones de la versión española de la PCS-C con todas las demás medidas se muestran en la tabla 3. La interferencia del dolor en la vida del paciente fue la variable asociada con mayor fuerza con la puntuación total en la PCS-C, con una correlación positiva, significativa y de magnitud moderada entre ambas variables (r=0,400). Por lo tanto, los pacientes pediátricos con una interferencia del dolor alta mostraron más catastrofismo ante el dolor. La PCS-C también mostró una correlación débil con otras medidas relacionadas con el dolor, la intensidad del dolor autoinformada por los niños (FPS-R, r=0,217) y percibida por los padres (PPPM, r=0,254) y la discapacidad funcional (NRS, r=−0,186). No obstante, la calidad de vida solo se asociaba significativamente a la PCS-C en el cuestionario PedsQL cumplimentado por los pacientes, con una correlación de débil a moderada (r=0,303). En resumen, los niños que mostraron más catastrofismo percibían un deterioro mayor de su calidad de vida, mientras que sus padres percibieron una alteración mayor en su comportamiento en relación con el dolor. No se encontró asociación con el número de cirugías o consultas médicas previas.

Este estudio presenta algunas limitaciones. Se obtuvo una muestra de conveniencia, lo que podría afectar a la extrapolación de sus resultados a otras poblaciones pediátricas. No obstante, el estudio se llevó a cabo en un hospital terciario español que es un centro de referencia y, por lo tanto, ofrece servicios a la población de todas las regiones del país. El estudio se llevó a cabo en España y mostró que las propiedades de la escala eran muy buenas, pero ignoramos si dichas propiedades se mantendrían si la escala se aplicase en otros países de habla española. Por último, la muestra analizada se compuso exclusivamente de pacientes que iban a ser sometidos a cirugías programadas. Debido a la complejidad de la evaluación y de la realización del estudio, no fue posible analizar las propiedades de la escala en otras poblaciones, como, por ejemplo, en niños con dolor oncológico o sometidos a cirugía urgente. Esta limitación podría limitar la generalización de los resultados, lo que sugiere la necesidad de realizar estudios futuros para explorar esta línea de investigación.