Análisis de ítems y evidencias de fiabilidad de la Escala sobre Representación Cognitiva de la Enfermedad (ERCE)

Items analysis and reliability evidences of ERCE scale

 

 

Macarena De los Santos-Roig y Cristino Pérez-Meléndez

Universidad de Granada. Facultad de Psicología

Dirección para correspondencia

 

 

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RESUMEN

La Escala sobre Representación Cognitiva de la Enfermedad, ERCE (De los Santos-Roig, 2009) ha sido elaborada para evaluar las creencias de los pacientes sobre su enfermedad. El modelo de Sentido Común, donde se inserta el constructo, ha sido puesto a prueba en numerosas ocasiones, encontrándose evidencia sobre la importancia de la Representación Cognitiva en los procesos de adaptación a la enfermedad (Hagger y Orbell, 2003; Leventhal et al., 1997). Su medida en nuestro ámbito cultural es necesaria, tanto desde un punto de vista teórico, como desde una perspectiva aplicada. Lo que aquí se muestra es la continuación a un trabajo previo (De los Santos-Roig, 2009; De los Santos-Roig y Pérez-Meléndez, 2013) donde se concretó la definición semántica del constructo RCE y las Tablas de Especificaciones del Test y de los Ítems, que finalmente culminó con la presentación de los primeros ítems construidos. Siguiendo con lo establecido en los estándares (AERA, APA y NCME, 1999), se muestran ahora los resultados del análisis estadístico de los ítems correspondientes a las cinco escalas que componen la ERCE, así como los obtenidos sobre sus evidencias de fiabilidad. Al final, se concluye sobre la idoneidad de los ítems que conforman la escala.

Palabras clave: Representación cognitiva de la enfermedad; Escala Erce; Análisis de ítems; Análisis factorial; Fiabilidad.

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ABSTRACT

ERCE Scale (De los Santos-Roig, 2009) was developed to assess patients' beliefs about illness. They are assumed to be related to coping and health outcomes in Leventhal's Common Sense Model (Hagger and Orbell, 2003; Leventhal et al., 1997). This model has been proved empirically and evidence about the relevant role of Cognitive Illness Representation has been found. The need of an instrument able to assess Illness Representation in our cultural setting is highlighted, because of its theoretical importance for the model but for the measure and assessment of physically ill patients, from an applied perspective. The aim of this work is to present the results about item analysis, factorial analysis and reliability evidences of ERCE and its five subscales scores. This will be presented as a continuation of first steps done (semantic definition of construct, items and test specifications, preliminary items, etc.) showed in other papers (De los Santos-Roig, 2009; De los Santos-Roig y Pérez-Meléndez, 2013). We conclude about the adequacy of items.

Key words: Cognitive illness representation; Common Sense model; Erce scale; Reliability; Items analysis.

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Introducción

Existen algunos trabajos en nuestro país sobre instrumentos adaptados para medir la llamada Representación de la Enfermedad, RE (Beléndez-Vázquez, Bermejo-Alegría y García-Ayala, 2005; Van der Hofstadt y Rodríguez-Marín, 1997); un constructo inserto en el Modelo de Sentido Común sobre la enfermedad desarrollado por Leventhal y otros, para dar respuestas sobre el afrontamiento y la adaptación de los pacientes en los procesos de salud-enfermedad. Desde esta teoría, se asume que la RE actúa a modo de esquema que afecta bidireccionalmente al modo de afrontar la enfermedad, así como al estatus del paciente (Leventhal et al., 1977; Leventhal, Brissette y Leventhal, 2003). Multitud de trabajos han dado cuenta de estas relaciones así como de su influencia en la recuperación o la vuelta al trabajo, el autocuidado, la adherencia al tratamiento, así como el ajuste psicológico, no sólo en una, sino a través de multitud de enfermedades (Broadbent, Donkin y Stroh, 2011; Hagger y Orbell, 2003; Hoving, Van der Meer, Volkova y Frings-Dresen, 2010; McSharry, Moss-Morris y Kendrick, 2011).

Existen instrumentos en nuestro país, como se indicaba anteriormente, desarrollados para evaluar el constructo RE (el Illness Perception Questionnaire, IPQ-versión española de Beléndez-Vázquez et al., 2005; el CCRE que es la versión española del IMIQ-Implicit Models of Illness Questionnaire- de Van der Hofstadt y Rodríguez-Marín, 1997). Sin embargo, éstos muestran una serie de limitaciones (como la escasa definición de los componentes, la traducción de los ítems y la validación a través únicamente del análisis factorial, el uso de muestras de participantes sanos en lugar de enfermos, etc.), que hacen insatisfactorios, en nuestra opinión, los resultados de la medición. De ahí surge inicialmente la necesidad de elaboración de una nueva escala, la escala ERCE (De los Santos-Roig, 2009), formada por cinco subescalas que versan sobre sus componentes "cognitivos" (a saber, la identidad o síntomas característicos de la enfermedad, causas de la misma, control sobre ella, consecuencias en distintas facetas de la vida de la persona y curso temporal). No se aborda en esta escala, por tanto, la parte "emocional" de la representación, contemplada también en el modelo pero cuya definición y concreción teórica hasta ahora no ha resultado suficiente, desde nuestro punto de vista, para que pueda iniciarse el proceso de medición.

En un trabajo previo a éste (De los Santos-Roig y Pérez-Meléndez, 2013) se presentó la justificación teórica, la definición semántica del constructo, las Tablas de Especificaciones del Test y de los Ítems de la escala, se mostraron los primeros elementos desarrollados y su evaluación por parte de expertos (juicio sobre los ítems), así como la puesta a prueba con pequeñas muestras de pacientes. Una vez concluido sobre este análisis de tipo cualitativo, se realizó el análisis sobre la calidad métrica de los mismos.

El presente trabajo tiene como objetivo mostrar los resultados del análisis de ítems, del análisis factorial exploratorio y las evidencias de fiabilidad, así como comentar las conclusiones que se alcanzaron. No debe olvidarse, sin embargo, que se trata de un trabajo basado en el anterior y que es continuo a éste, ni dejar de considerarse que ambos forman un todo relativo al desarrollo de la Escala ERCE.

El análisis de ítems se va a presentar desde una perspectiva clásica (descriptivos, homogeneidad y discriminación). Después se procederá a mostrar la estructura factorial de las escalas de consecuencias y control/cura por separado, ya que son escalas independientes no sumativas, en las que lo que interesa comprobar es si los ítems se agrupan reproduciendo las definiciones (componente y subcomponentes). El objetivo de este análisis factorial no es más que el obtener evidencias de validez de contenido o, dicho de otro modo, si los ítems representan el contenido a partir del cual se han definido estos dos componentes del constructo. Para el resto no se ha contemplado este tipo de análisis, dada la peculiar naturaleza de los ítems que las componen. Por último se mostrarán las evidencias de fiabilidad que se obtuvieron para todas las escalas.

 

Método

Participantes

Para el estudio se accedió a la población de pacientes diabéticos que acudían al Hospital de Día del Servicio de Endocrinología del Hospital Universitario San Cecilio (Granada). Se obtuvo una muestra clínica incidental, compuesta por aquellos pacientes ingresados durante los meses de Febrero de 2008 a Marzo de 2009 que voluntariamente quisieron participar y que cumplían ciertos requisitos para su inclusión; que fueran Tipo 1 (menos frecuentes en la población de diabéticos), sin complicaciones, insulino-dependientes, sin otras patologías o psicopatologías, mayores de edad y con al menos un año de evolución de la enfermedad.

Finalmente, la muestra se conformó de un total de 136 diabéticos Tipo 1, de los que un 51.5% eran hombres. La edad de los participantes estuvo comprendida entre los 18 y los 68 años, con una media de 34.14 (DT = 9.27). Por otro lado, el 36.8% tenía estudios secundarios y el 34.6% universitarios. Del total de 136 pacientes, 63 de ellos dieron su conformidad para volver a contestar los cuestionarios en la fase del retest. De ahí que estos análisis se presenten posteriormente con un tamaño muestral más pequeño.

Instrumentos

Los participantes cumplimentaron un cuadernillo compuesto por las cinco sub-escalas no sumativas que forman la ERCE (De los Santos-Roig, 2009). La primera es la escala de identidad, que consiste en un listado de 20 síntomas a marcar en caso de presencia, junto a una pregunta sobre la frecuencia de su relación con la diabetes (no, a veces, si). La escala causal consta de otro listado de 7 posibles causas, en este caso atribuibles al origen de la enfermedad (causas medioambientales, psicológicas, biológicas, entre otras), así como 10 situaciones antecedentes a las crisis de hiper/hipoglucemia. Las escalas de consecuencias (16 ítems), control/cura (12 ítems) y curso (2 ítems), se responden a través de otra escala likert que, para las dos primeras, es de 5 alternativas (cuyas etiquetas varían en grado, desde nada a mucho, en función de la pregunta), y que para los ítems del curso tiene 3 y 4 alternativas, respectivamente.

No hay ningún ítem inverso y la interpretación de las puntuaciones se realizaría de modo que a mayor cantidad de síntomas que el paciente relaciona con la enfermedad, mayor identidad de la misma. Es necesario hacer hincapié en la necesidad de separar la cantidad de síntomas (en número), de la relación de éstos con la diabetes (es decir, de todos los marcados, ¿cuáles se relacionan siempre, a veces o nunca con la diabetes?). Esta distinción ha sido enfatizada por otros autores con objeto de distinguirla de constructos tales como, por ejemplo, la hipocondría (Hagger y Orbell, 2003). Las causas, que se separan en dos bloques; del origen y situacionales, se interpretarían de manera distinta. Las del origen de la enfermedad no serían sumativas (el paciente marca la o las que atribuye al origen de ésta). Las causas situacionales, que provocan crisis de hiper e hipoglucemia, sí podrían sumarse si se quisiera realizar algún tipo de diagnóstico. Así, a mayor cantidad, más situaciones que el paciente reconoce como desencadenantes/causas de malestar. En este trabajo, ambos bloques de causas se van a considerar por separado y nunca de forma sumativa. Por último, las consecuencias, el control/cura y el curso, se interpretan como que a mayores puntuaciones en consecuencias más impacto en la vida del paciente, a menores puntuaciones en control menor percepción de capacidad de control sobre la misma y mayores puntuaciones en curso indicarían una percepción de la enfermedad con tendencia a empeorar con el paso del tiempo y muy duradera.

Procedimiento

La recogida de datos se llevó a cabo en la sala de educación diabetológica del Hospital de Día y el procedimiento fue igual para todos los participantes durante todo el tiempo que duró la recogida de datos. Hay que indicar que el comité ético del hospital dio su aprobación para la realización del estudio y siempre se pidió al paciente su consentimiento firmado, además de garantizarle la confidencialidad de las respuestas a través del anonimato.

Análisis de datos

En las escalas de Identidad y Causas de la enfermedad, al tratarse de listados, el análisis de los ítems se centró exclusivamente en la frecuencia de elección. Las respuestas a los ítems de las escalas de consecuencias, control-cura y curso, fueron analizadas descriptivamente y también se estudió su homogeneidad (correlación ítem-total corregida) así como su capacidad de discriminación. Éste último análisis es, a nuestro juicio, imprescindible y muy informativo, ya que permite comprobar ítem a ítem la capacidad de discriminar entre perfiles radicalmente distintos en el modo de representar la enfermedad. En este momento ésta puede parecer una cuestión irrelevante cuya importancia estará, sin duda, en los estudios posteriores sobre la validez de las puntuaciones en la escala. Sin embargo, se ha incluido ya que tenía perfecta cabida desde un punto de vista exploratorio en general y, en particular, desde el análisis de ítems.

Como ahora se verá, también se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) sobre la matriz de correlaciones policóricas utilizando mínimos cuadrados ponderados (WLSM) y rotación Oblimin. El objetivo de este análisis fue el de comprobar si los ítems de las escalas de consecuencias y control/cura reproducían la estructura de sus respectivas definiciones. Se eligió este tipo de rotación ya que se presupone que los sub-componentes no son ortogonales.

Finalmente, en el estudio de las evidencias de fiabilidad, se utilizó el test-retest (y las discrepancias, que más adelante se explicarán) para comprobar la estabilidad de las puntuaciones en el tiempo, así como la consistencia interna mediante el coeficiente alfa de Cronbach en aquellas escalas en que esto fuera posible.

Para todo se usó el programa SPSS (v.15), excepto en el AFE, que fue realizado con el programa MPlus (v.5.1.).

 

Resultados

En todas las tablas de resultados, se hace referencia a los ítems mediante una etiqueta. En caso de querer consultar el contenido de un ítem concreto véase el Anexo, donde se presenta la ERCE completa (ítems e instrucciones para las cinco escalas).

 

 

Frecuencias de elección de los ítems de las escalas de Identidad y Causas

En la Tablas 1 y 2 aparecen los resultados sobre las frecuencias de respuesta para los elementos de las escalas de Identidad y Causas.

 

 

 

La información obtenida indica cómo todos los síntomas de la escala de identidad han sido elegidos (Tabla 1) y cómo para la mayoría de ellos las respuestas sobre su relación con la enfermedad ha mostrado suficiente variabilidad. Sobre la escala de causas (Tabla 2), los resultados indican que todas (del origen de la enfermedad y situacionales) han sido seleccionadas, aunque algunas son más frecuentemente elegidas que otras.

Resultados sobre los estadísticos básicos, homogeneidad y discriminación de los ítems de consecuencias, control-cura y curso

Lo que se observa en la Tabla 3 para los ítems de la escala de consecuencias es que todas las opciones de respuesta de la escala tipo Likert han sido elegidas en la totalidad de los ítems, la mayoría de las medias están en torno al valor central, la desviación típica en torno a 1 y los índices de asimetría son significativos en algunos casos (C.Síntomas2, C.Curso2, C.Control2, C.Futuro1, C.FuturoZ). En lo que se refiere a la curtosis, aparece significativa en muchos de los ítems, donde se encuentra una distribución platicúrtica.

En la escala de control/cura, los resultados indican que casi todos los ítems presentan respuestas agrupadas en torno a dos o tres valores de la escala (3, 4 y 5), quedando los valores del otro extremo sin apenas respuestas. De ahí que se observen también desviaciones típicas por debajo de 1 y asimetría significativa en muchos de los ítems (ContPers1, ContPers2, ContPers3, ContTtol, ContTto3, ContOtro1 y Cura). En lo que respecta a la curtosis, la forma de la distribución tremo superior de la escala (que va de 1 a 3). En el ítem evoque adoptan los ítems es la de la curva normal.

En el caso de los ítems sobre el curso, se encuentra que asimetría y curtosis. el ítem duración presenta casi todas sus respuestas en el extremo superior de la escala (que va de 1 a 3). En el ítem evolución las respuestas están más repartidas, pero también existe asimetría y curtosis.

En lo se refiere a la homogeneidad de los ítems, se observa en la Tabla 4 cómo las correlaciones ítem-total corregidas son adecuadas para la mayoría de los ítems (por encima de .30), excepto el algunos ítems de la escala de control/cura que se separan ligeramente del criterio, aunque no de forma significativa (p>.05 en todos los casos).

 

 

En cuanto a la capacidad de discriminación del ítem, teniendo en cuenta los grupos extremos de puntuaciones totales en la escala (superando y por debajo de los percentiles 73 y 27, respectivamente), se observa que absolutamente todos los ítems tienen la capacidad de discriminar entre los grupos.

Análisis de Factorial Exploratorio (AFE) para la escala de consecuencias y la de control/cura

Como puede apreciarse en la Tabla 5, los resultados indican que los ítems se agrupan en tantos factores como subcomponentes fueron especificados en su respectiva definición.

 

 

En la escala de consecuencias la prueba de adecuación muestral Kaiser-Mayer-Olkin es .85 y el índice de esfericidad de Barlett es significativo (p < .00). El análisis con rotación Oblimin ofrece una salida con 4 factores que explicarían el 76.01% de la varianza. El Factor I agrupa ítems de consecuencias familiares, el Factor II agrupa conjuntamente, sin distinguir entre ellas, las consecuencias personales y laborales. El Factor III agrupa a las consecuencias en las relaciones sociales, y finalmente, el Factor IV agrupa a los ítems relativos a consecuencias de todo tipo, pero con la particularidad de ser consecuencias futuras. El ítem "conscon3", de consecuencias laborales, satura más en este factor que en ninguno, pero siendo sus saturaciones similares también en el Factor II, se ha incluido en este último por su proximidad semántica con el resto de los ítems.

Para la escala de control/cura, los índices iniciales son de .63 para la adecuación muestral y la prueba de esfericidad significativa también, como en el caso anterior. En este caso, el análisis factorial resulta en un modelo formado por 3 factores, que explicarían un 51.58% de la varianza. El Factor I agrupa los ítems de control general, personal y la cura, el Factor II los del control de otras personas y el Factor III incluye los ítems del control a través del tratamiento.

Para el análisis de la fiabilidad se realizó el test-retest con tres días de margen entre una aplicación y otra. Sólo una parte de la muestra total (n = 63) accedió a volver a cumplimentar los instrumentos. En los análisis se incluyó: la correlación entre el test y el retest de las puntuaciones totales en las escalas cuantitativas, discrepancias en la elección en las escalas cualitativas, la correlación intrasujeto considerando todos los ítems de la escala y la consistencia interna (a de Cronbach).

Estabilidad de las puntuaciones: test-retest y discrepancias

En la escala de identidad se obtuvieron indicadores de la estabilidad significativos tanto en el número total de síntomas como en las puntuaciones sobre la relación síntoma-enfermedad (rt-r = .75 y rt-r = .80, respectivamente). Dicho esto, se podría cuestionar que el primero sea un dato suficiente por no tratarse de la estabilidad específica de la escala en relación a los síntomas concretos, sino al número. Por eso, en segundo lugar, se realizó también el test-retest de los síntomas concretos, analizando las discrepancias en la elección de los mismos. De la misma manera se procedió a analizar la estabilidad de las causas que componen la sub-escala Causal (discrepancias en la elección de las causas entre las dos aplicaciones de la prueba). En la Tabla 6 aparecen los resultados.

 

 

En la mayoría de los síntomas de la escala de identidad no existen discrepancias resaltables. Como se observa en la Tabla 6, la discrepancia promedio de la escala es del 13.2%. En lo que a las causas se refiere ocurre exactamente igual; en términos generales podemos decir que estas respuestas muestran también estabilidad a lo largo del tiempo, ya que en promedio esta discrepancia no llega a alcanzar el 15%.

Test-Retest para las escalas cuantitativas (consecuencias, control-cura y curso)

Las correlaciones test-retest que se han obtenido para las escalas de consecuencias, control/cura y curso indican que las puntuaciones se mantienen moderadamente estables a lo largo del tiempo (rt-r = .63, rt-r = .68, rt-r = .81, respectivamente). Todas las correlaciones son significativas (p < .01).

Test-Restest intrasujeto

Observando la Tabla 7, se puede comprobar cómo las correlaciones se encuentran en un rango que va desde .70 a .99. Se podría decir que, en general, los datos indican que las respuestas individualmente consideradas se mantienen estables en el tiempo.

 

 

Consistencia interna: sub-escalas de consecuencias y control-cura

Finalmente, los resultados sobre la consistencia interna indicaron un α = .91 y α=.68, respectivamente. Ambas escalas tienen un número diferente de ítems (16 y 12, respectivamente), lo que hace que los índices no sean comparables. Sin embargo, se podría decir que la escala de consecuencias presenta mayor consistencia interna que la de control/cura, que ha resultado por debajo de .70. Recuérdese que algunos de sus ítems mostraban una correlación ítem-total (corregida) menor de .30.

 

Conclusiones

Como ya se ha podido comprobar se han hecho distintos análisis para obtener información sobre el comportamiento estadístico de los elementos que fueron elaborados tras las especificaciones del test y de los ítems. Así, en lo que se refiere a las escalas de identidad y causas, la información obtenida indica la adecuación de los ítems desarrollados. Parece que los indicadores que se han elegido para representar las definiciones son acordes a éstas. Aunque se ha observado cómo hay síntomas más o menos frecuentes, así como atribuciones causales más o menos comunes esto es, en principio, esperable si consideramos la enfermedad de que se trata. Sin embargo, realizar un análisis de los ítems considerando cada causa/síntoma individualmente y obtener resultados en relación a otras variables puede ser de gran interés para obtener más información sobre su comportamiento y también sobre la validez de las definiciones, tal y como se ha apuntado (De los Santos-Roig, Pérez, Ruiz-González, Guardia-Archilla y Martínez-García, 2010; Ruggiero, Goodie y Morris, 1999). Quizás eso deba ser tenido en cuenta en futuros trabajos.

Los ítems de la escala de consecuencias son los que mejores resultados han mostrado. De hecho, se puede concluir que casi todos los de esta escala presentan unos índices descriptivos adecuados: variabilidad en la frecuencia de respuestas a cada uno de los valores de la escala tipo Likert a la que van asociados, medias cercanas al punto medio, desviación típica por encima de 1, relación con los ítems de su escala, distinción entre grupos de puntuaciones extremas, etc.

Los resultados de los descriptivos para los ítems de control/cura y curso han podido resultar más llamativos (por su variabilidad más baja, fundamentalmente). La mayoría de los ítems no presentan elecciones en todas sus posibles respuestas. La media, mediana y moda, indican que las respuestas de casi todos los ítems se alejan del punto central de la escala, así como su desviación típica es pequeña, ya que todas las respuestas se encuentran distribuidas entre tres valores (3, 4 y 5 generalmente). La explicación sobre esto podría estar en que la mayoría de las personas diabéticas de la muestra, cuando responden a estos ítems, parten de la base de cierto control percibido sobre la enfermedad (del tipo que sea y referida al aspecto que sea) ya que sus respuestas casi siempre están por encima de 3 puntos. Son muy pocos los participantes que contestan que perciben algo o ningún control. Estas personas que asisten a programas de Educación Diabetológica conocen perfectamente la importancia que las estrategias de autocuidado así como la autoadministración del tratamiento tienen en el control de su enfermedad. Otra cosa es cómo, y durante cuánto tiempo lo lleven a cabo (Knight, Dornan y Bundy, 2006). De todas formas, aunque la explicación pudiera estar en las características de la muestra, no hay que perder de vista que trabajamos con unos ítems iniciales y que se trata de los primeros análisis exploratorios sobre su comportamiento. Además, no hay que olvidar que en alguno de los ítems las correlaciones con el total de la escala han resultado por debajo de .30, aunque no significativamente. Esto puede estar indicando que los subcomponentes del control son independientes entre sí, e incluso que sería necesario considerar la pertinencia de incluir un mayor número de ítems.

Por su parte el análisis factorial exploratorio ha permitido corroborar la estructura de la definición, tanto de las consecuencias, como del control. Exceptuando un ítem de la escala de consecuencias ("conscon3") que ha saturado ligeramente más en otro factor que en el suyo propio, lo más resaltable es la aparición de un factor que agrupa los ítems de consecuencias laborales y personales. Analizado con detenimiento el contenido de los ítems, no tenemos una explicación más allá de la pura especulación para dar respuesta a este resultado. Por su parte, ocurre algo similar en la escala de control/cura. En este caso, aparece un factor (Factor I) que agrupa a los ítems de control general, personal y cura lo que nos lleva a reflexionar sobre qué puede estar primando a la hora de responder a ambos (el contenido semántico, el orden de los ítems en la escala, etc.). Como el AFE puede cambiar al variar la muestra y, considerando que se ha tratado sólo de una exploración inicial para comprobar la definición, no iremos más allá en la interpretación de los resultados. Se dejará así a expensas de contar con un tamaño muestral mayor para poder realizar un análisis factorial confirmatorio, lo que sin duda ayudará a interpretar el porqué de esos resultados y, también, a corroborar lo propuesto en las definiciones. Al hilo de esto no se quiere acabar sin decir que sería necesario utilizar otro tipo de muestras para comprobar si lo que se pretende sondear está suficientemente representado en los ítems (Landsheer y Boeije, 2010) y, sobre todo, cómo son comprendidos y/o procesados éstos por el que contesta la prueba, como han planteado algunos autores (French, Cooke, McLean, Williams y Sutton, 2007; Van Oort, Schróder y French, 2011). En definitiva, no hay que perder de vista el contenido del ítem y los procesos que se ven implicados al recoger información mediante el autoinforme. Lo que está claro es que el uso de metodologías aplicadas a la elaboración de instrumentos, como las entrevistas cognitivas o los métodos de pretest cognitivo (Castillo-Díaz, Padilla-García, Gómez-Benito y Andrés-Valle, 2010; Drennan, 2003; Willis, 2004), podrían ser de muchísima utilidad para mejorar el proceso de construcción de ítems así como el análisis de éstos.

Por último, la fiabilidad ha sido estimada a través de diversas estrategias. Por un lado, los análisis sobre la estabilidad a través del test-retest, han resultado ser adecuados para todas las escalas analizadas (identidad (número de síntomas), consecuencias, control/cura y curso). De hecho, los resultados fueron similares a los obtenidos con otros instrumentos que miden la RCE, como el IPQ-Illness Perception Questionnaire en su versión original, en la revisada y en la breve (Broadbent, Petrie, Main y Weinman, 2006; Moss-Morris et al., 2002; Weinman, Petrie, Moss-Morris y Horne, 1996), así como en su versión española (Beléndez-Vázquez et al., 2005). Igual ocurre con la consistencia interna (a través del alfa de Cronbach), que ha sido estudiada en las escalas de consecuencias y control/cura, obteniéndose valores adecuados y comparables a los de los trabajos citados anteriormente. Finalmente se ha analizado la fiabilidad de toda la escala (considerando las cinco sub-escalas conjuntamente), teniendo en cuenta todos sus ítems, para cada participante individualmente (test-retest intrasujeto). Se puede concluir que, en general, se encuentran datos que indican la estabilidad de las puntuaciones a lo largo del tiempo.

En definitiva, parece que el proceso de construcción de ítems a partir del establecimiento de la definición operativa del constructo Representación de la Enfermedad (De los Santos-Roig y Pérez, 2013) ha resultado adecuado, y se puede considerar que la primera versión de la ERCE cumple con los criterios establecidos en cuanto al comportamiento de los ítems ya la fiabilidad de las puntuaciones. Quedarían por discutirse las evidencias obtenidas sobre la validez de esas puntuaciones, pero éstas serán objeto de análisis y comentario en futuros trabajos (mientras tanto, los interesados pueden consultar las conclusiones en este sentido en De los Santos-Roig, 2009).

 

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Dirección para correspondencia:
Macarena De los Santos-Roig.
Departamento de Metodología de las Ciencias del Comportamiento. Facultad de Psicología. Universidad de Granada.
Facultad de Psicología. Campus Cartuja.
18071. Granada (España).
E-mail: dlsantos@ugr.es

Artículo recibido: 5-12-2012
Revisado: 21-2-2013
Aceptado: 21-6-2013