- Email: [email protected]
Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire
G Model MEDCLI-3418; No. of Pages 7
ARTICLE IN PRESS Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
www.elsevier.es/medicinaclinica
Original
Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire Ángel Oteo-Álvaro ∗ , María T. Marín, José A. Matas y Javier Vaquero Servicio de Cirugía Ortopédica y Traumatología, Hospital General Universitario Gregorio Mara˜ nón, Madrid, Espa˜ na
información del artículo
r e s u m e n
Historia del artículo: Recibido el 26 de marzo de 2015 Aceptado el 1 de octubre de 2015 On-line el xxx
˜ del cuestionario Introducción y objetivo: Describir el proceso de adaptación cultural y validación al espanol Boston Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ) de intensidad de los síntomas, capacidad funcional y calidad de vida en pacientes con síndrome del túnel carpiano, e informar de sus propiedades psicométricas. Material y métodos: Un panel de 3 expertos supervisó el proceso de adaptación. Tras la traducción, revi˜ que fue administrado a sión y retrotraducción del instrumento se obtuvo un cuestionario en espanol 2 muestras de pacientes: una muestra piloto de 20 pacientes para valorar la comprensibilidad y una de 90 pacientes para comprobar la validez estructural (análisis factorial y fiabilidad), la validez de constructo y la sensibilidad al cambio. Se realizó medición retest a 21 pacientes. Se realizó seguimiento a 40 pacientes. Resultados: El cuestionario fue bien entendido por todos los participantes. Tres ítems presentaron efecto suelo. La fiabilidad fue muy buena, consistencia interna: ␣S = 0,91 y ␣F = 0,87; estabilidad temporal testretest: rS = 0,939 y rF = 0,986. Se comprobó que ambas subescalas del cuestionario se ajustaban a una dimensión general. Las subescalas correlacionaron con las medidas del dinamómetro (rS = 0,77 y rF = 0,75) y mostraron relación con la discriminación anormal entre 2 puntos, la atrofia muscular y el nivel de afectación según electromiografía. Las puntuaciones correlacionaron adecuadamente con cuestionarios ya validados: Douleur Neuropatique 4 questions y Cuestionario Breve de Dolor. El BCTQ demostró ser ˜ del efecto grandes (dS = −3,3 y dF = −1,9). sensible a los cambio clínicos, con tamanos Conclusiones: La versión en castellano del BCTQ ha demostrado tener buenas propiedades psicométricas, lo que garantiza su uso en el ámbito clínico.
Palabras clave: Síndrome del túnel carpiano Estudios de validación Dolor Neuralgia Calidad de vida
˜ S.L.U. Todos los derechos reservados. © 2015 Elsevier Espana,
Spanish validation of the Boston Carpal Tunnel Questionnaire a b s t r a c t Keywords: Carpal tunnel syndrome Validation studies Pain Neuralgia Quality of life
Introduction and Objective: To describe the process of cultural adaptation and validation of the Boston Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ) measuring symptom intensity, functional status and quality of life in carpal tunnel syndrome patients and to report the psychometric properties of this version. Material and methods: A 3 expert panel supervised the adaptation process. After translation, review and back-translation of the original instrument, a new Spanish version was obtained, which was administered to 2 patient samples: a pilot sample of 20 patients for assessing comprehension, and a 90 patient sample for assessing structural validity (factor analysis and reliability), construct validity and sensitivity to change. A re-test measurement was carried out in 21 patients. Follow-up was accomplished in 40 patients. Results: The questionnaire was well accepted by all participants. Celling effect was observed for 3 items. Reliability was very good, internal consistency: ␣S = 0.91 y ␣F = 0.87; test-retest stability: rS = 0.939 and rF = 0.986. Both subscales fitted to a general dimension. Subscales correlated with dynamometer measurements (rS = 0.77 and rF = 0.75) and showed to be related to abnormal 2-point discrimination, muscle atrophy and electromyography deterioration level. Scores properly correlated with
∗ Autor para correspondencia. Correo electrónico: angel [email protected] (Á. Oteo-Álvaro). http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013 ˜ S.L.U. Todos los derechos reservados. 0025-7753/© 2015 Elsevier Espana,
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model MEDCLI-3418; No. of Pages 7 2
ARTICLE IN PRESS Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
other validated instruments: Douleur Neuropatique 4 questions and Brief Pain Inventory. BCTQ demonstrated to be sensitive to clinical changes, with large effect sizes (dS = −3.3 and dF = −1.9). Conclusions: The Spanish version of the BCTQ shows good psychometric properties warranting its use in clinical settings. ˜ S.L.U. All rights reserved. © 2015 Elsevier Espana,
Introducción El síndrome del túnel carpiano (STC) es una dolencia definida como el trastorno clínico resultante de la compresión del nervio mediano a su paso por debajo del ligamento transversal del carpo, que produce dolor, parestesias, entumecimiento y debilidad en el territorio correspondiente a dicho nervio1 . Se le implica directamente como causa de dolor neuropático2 y es una afección de alta prevalencia, que se observa en el 0,1% de la población general, siendo una de las causas frecuentes de discapacidad laboral, que afecta al 5% de los trabajadores de ciertas actividades profesionales. Es la neuropatía periférica de la mano por atrapamiento más frecuente, afectando hasta a un 3% de la población general, con una mayor incidencia en mujeres entre las décadas cuarta y sexta de la vida3 . ˜ Un gran número de pacientes con dolor en la mano y la muneca son evaluados diariamente mediante estudios electrofisiológicos y con frecuencia esos síntomas forman parte del STC. Sus implicaciones socioeconómicas son importantes debido a su alta incidencia en países desarrollados4 , provocando un gasto de alrededor de 30.000 $ por trabajador afectado en Estados Unidos5 . Existe un incremento en nuestros días, y a pesar de que la causa más frecuente es la idiopática5 , se sospecha una cierta relación laboral3 , sin que hasta la fecha haya podido establecerse una evidencia epidemiológica6 . A pesar de que la liberación quirúrgica del nervio mediano genera una alta tasa de satisfacción7 , algunos pacientes refieren insatisfacción con los resultados obtenidos8 . Teniendo en cuenta que los estudios electromiográficos (EMG) tras la liberación del nervio mediano no muestran relación directa con la satisfacción del paciente9 , es necesario utilizar herramientas como el Boston Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ; Levine et al., 1993)10 para una adecuada evaluación de los diferentes métodos de tratamiento. Hasta la fecha este cuestionario ha sido traducido y validado al italiano11 y al portugués12 . Con fecha de 27 de marzo de 2012 se recibió autorización del Dr. Jeffrey N. Katz para poder llevar a cabo la traducción y validación del cuestionario al castellano. El objetivo del presente trabajo es la validación al castellano de la escala BCTQ, junto con la determinación de las propiedades psicométricas del ˜ instrumento en la población espanola. Materiales y métodos Dise˜ no del estudio En el proceso de adaptación se siguieron las recomendaciones generales para la adaptación cultural y validación de instrumentos de calidad de vida13 . En primer lugar, se constituyó un panel de expertos para supervisar el proceso de adaptación. Este panel lo formaron 3 especialistas: uno, en Cirugía Ortopédica y Traumatología; otro, en Medicina Familiar y Comunitaria (ambos, expertos en neuropatías compresivas); y un epidemiólogo experto en Metodología. El cuestionario original fue traducido por 2 traductores indepen˜ (Espana). ˜ dientes del inglés al espanol El panel de expertos revisó las traducciones y elaboró una versión de conciliación. La versión de conciliación fue pilotada en una muestra de 20 pacientes para valorar la comprensibilidad de los términos utilizados y la redacción de las preguntas. No habiéndose encontrado
dificultades de comprensión ni sesgos de respuesta apreciables, la versión se consideró lingüísticamente aceptable y se envió para su retrotraducción al inglés para identificar posibles discrepancias (Anexo 1). ˜ como un estudio observacioLa investigación fue disenada nal, transversal y multicéntrico en condiciones de práctica clínica habitual. Se seleccionó una muestra aleatoria de 90 pacientes seleccionados por 2 investigadores, según demanda de tratamiento (ver más adelante). Los pacientes seleccionados cumplieron los siguientes criterios ˜ de inclusión: pacientes de ambos sexos, mayores de 18 anos, con ˜ y parestesias, capaces de presencia de dolor en mano y muneca, leer y comprender el castellano, que hubieran otorgado el consentimiento informado. Se excluyeron aquellos pacientes incapaces de leer o entender las preguntas del cuestionario. En ningún caso se interfirió en la decisión del investigador sobre el cuidado o tratamiento médico más adecuado para el paciente y todos los participantes otorgaron libremente su consentimiento informado para participar en el estudio y permitir el uso de sus datos. El estudio se realizó en el ámbito de la atención primaria y de las especialidades clínicas hospitalarias del territorio ˜ El estudio fue aprobado por el Comité de Ética de Investiespanol. gación de la European Foundation for Health Research and Education (CEI-EFHRE-EU-201302). La información fue recogida del 27-062013 al 27-05-2014. Variables Se recopiló información sobre las características sociodemográficas del paciente y variables clínicas de interés, así como la designación de la zona dolorosa sobre un mapa de la mano, para determinar si dicha zona se corresponde con la distribución del nervio mediano. Se incluyeron el cuestionario BCTQ y las medidas necesarias para la validación que a continuación se detallan. Mediciones concurrentes Fuerza de aprehensión: máxima fuerza de la mano afectada y diferencia existente entre ambas manos (3 determinaciones con un intervalo de 2 min entre registros y comenzando por la dominante). Cuando la mano valorada no era la dominante, se compensó el ˜ resultado anadiendo un 10%. La determinación se obtuvo mediante un dinamómetro manual (Jamar® Hydraulic Hand Dynamometer). Discriminación entre 2 puntos: capacidad sensorial para discriminar entre 2 puntos adyacentes. Se utilizó un clip abierto con una distancia entre ambos extremos de 5 mm, colocando ambos extremos al mismo tiempo sobre la piel del pulpejo (falange distal) y haciendo una leve presión 10 veces. Se considera anormal una discriminación > 5 mm en el pulpejo en 7 de las 10 veces. Valoración de la atrofia muscular: valoración de la atrofia de la región tenar de la mano realizada por el clínico responsable en una escala de 3 puntos (leve, moderada e intensa). Estudio electromiográfico: medición de la velocidad de conducción nerviosa sensitiva ortodrómica desde los dedos 2, 3 y 4; y cuando los anteriores estaban disminuidos, la del quinto dedo (nervio cubital) como comparador. En situaciones normales no debe existir desdoblamiento en el cuarto dedo (con inervación de los nervios mediano y cubital). Se valoraron la latencia distal motora
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model
ARTICLE IN PRESS
MEDCLI-3418; No. of Pages 7
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
3
Tabla 1 Criterios de valoración de la gravedad utilizados en el estudio electromiográfico Grados
VCS
Leve Moderado Importante Extremo
Normal o > 40 m/s Sí < 40 m/s Sí < 40 m/s Sí Ausencia de conducción sensitiva y motora
Desdoblamiento
Latencia distal motora
Latencia diferencial
Normal Normal Alargada
Normal Normal o alargada Alargada
VCS: velocidad de conducción nerviosa sensitiva. Valores normales: latencia distal normal < 4 ms; latencia diferencial normal < 1 ms.
y la latencia diferencial, mediante electrodos de superficie, estableciéndose 3 grados: leve, moderado e importante/extremo (tabla 1). Brief Pain Inventory (CBD, «Cuestionario Breve de Dolor»)14 : es un cuestionario autoadministrado compuesto por 11 ítems. El CBD consta de 2 dimensiones: «intensidad del dolor» (4 ítems) e «interferencia en las actividades en la vida cotidiana» (7 ítems). Cada uno de los ítems se puntúa mediante una escala Likert con anclajes 0 = ausencia de dolor/interferencia en la vida diaria y 10 = peor dolor imaginable/afectación máxima en la vida diaria. Los 11 ítems proporcionan 2 puntuaciones resumen, una para cada dimensión. Douleur Neuropatique 4 questions (DN4, «Escala de Dolor Neuropático»)15 : es una escala mixta para el cribado de dolor neuropático, formada por 7 preguntas autoadministradas y 3 preguntas de exploración clínica. Los 10 ítems dicotómicos preguntan por distintos tipos de sensaciones dolorosas, por la presencia de hipoestesia y por la presencia de dolor evocado al tacto. Una puntuación ≥ 4 puntos se considera sintomática de dolor neuropático. Su sensibilidad y especificidad se sitúan en el 80-90%. Comprensión y facilidad de aplicación: se recogieron el tiempo necesario para completar el cuestionario y 2 preguntas, una sobre la comprensión y otra sobre la facilidad de aplicación, con 3 categorías de respuesta: Sí, No y No sé.
Tama˜ no de la muestra ˜ El estudio fue disenado con la misma metodología que las validaciones anteriores del cuestionario BCTQ. Se determinó que era necesario incluir al menos un total de 80 pacientes. A una submuestra de 21 pacientes se les realizó una evaluación retest del cuestionario 2-3 días después de la primera medición. A una submuestra de 40 pacientes se les realizó seguimiento prospectivo y se les volvió a evaluar una segunda vez: 30 fueron evaluados a los 2-3 meses tras la cirugía de descompresión del nervio mediano y 9 fueron evaluados antes de la intervención quirúrgica (se perdió ˜ muestral el seguimiento de un paciente). Se consideró este diseno suficiente para la validación de la escala, reproduciendo el esquema utilizado en validaciones anteriores. Finalmente, se incluyeron 90 pacientes (fig. 1).
correlación test-retest se calculó con una muestra de 21 pacientes, transcurridos 2-3 días. Validez estructural. Se llevó a cabo un análisis factorial exploratorio (AFE) utilizando el método de extracción de componentes principales y rotación oblicua Promax. Se utilizaron como criterios para la retención de factores: número de autovalores > 1 de Kaiser-Guttman, prueba de sedimentación de Cattell y proporción de variancia explicada. Se propusieron 3 modelos para el análisis factorial confirmatorio (AFC) para cada subescala: un modelo unidimensional, un modelo con 2 factores correlacionados con desdoblamiento de un subconjunto de ítems y un modelo con un factor general de segundo orden y 2 factores específicos de primer orden. Se utilizaron como criterio los siguientes valores para los estadísticos de bondad de ajuste16 : 2 (p > 0,05); 2 /gl < 5; GFI > 0,95; AGFI > 0,9; TLI > 0,9; CFI > 0,9; RMSEA < 0,08; WRMR ≤ 1. Se utilizaron los métodos de estimación de máxima verosimilitud y MLMV (para puntuaciones ordinales). Se obtuvieron evidencias de validez concurrente valorando, en la visita basal, la correlación de las subescalas del BCTQ con las puntuaciones obtenidas en escalas al uso ya validadas: DN4 y CBD. Se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson. Validez de constructo. Comparación de las puntuaciones promedio respecto a la clasificación clínica definida por discriminación sensorial, atrofia muscular y afectación EMG. Se utilizó la prueba t para grupos independientes o el análisis de variancia (según número de grupos) para las comparaciones de promedios. Se estableció la hipótesis de que los pacientes con mayor gravedad en las características clínicas obtendrían una mayor puntuación en las subescalas del BCTQ. Se valoró la sensibilidad al cambio clínico en aquellos pacientes a los que se realizó cirugía de descompresión, comparando la puntuación promedio antes de la intervención (pre) y a los 30-60 días de la intervención (post). Se utilizó la prueba t para datos relacionados
n = 90
Análisis estadístico Para validar la escala BCTQ se asumieron los supuestos de la teoría clásica de los test y se valoraron las propiedades psicométricas descritas aquí. Análisis de los ítems: distribución de las respuestas por categoría de respuesta en cada ítem, presencia de efecto suelo/techo (más del 40% de las respuestas en una categoría extrema) y respuestas en blanco. Factibilidad: tiempo necesario para completar el cuestionario, comprensión de las preguntas, facilidad para realizar el cuestionario, proporción de cuestionarios útiles y número de respuestas en blanco por cuestionario. Fiabilidad: consistencia interna (␣ de Cronbach y coeficiente de correlación intraclase [CCI]) y estabilidad temporal (correlación test-retest). Se tomaron como criterio de bondad valores ␣ > 0,8. La
n = 21 (retest)
Datos demográficos y clínicos Mapa del dolor Medición de la fuerza de aprehensión Test de discriminación entre dos puntos Medición de la atrofia muscular Cuestionario DN4 Cuestionario breve de dolor (SF-CBD) Registro de datos electromiográficos Cuestionario de comprensión y facilidad de aplicación Boston carpal tunnel questionnaire (BCTQ)
BCTQ
n = 40
n = 10 (preoperatorio) n = 30 (postoperatorio)
BCTQ SF-CBD BCTQ SF-CBD Cuestionario de impresión clínica de resultados del tratamiento
Figura 1. Diagrama de flujo de pacientes.
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model MEDCLI-3418; No. of Pages 7
ARTICLE IN PRESS
4
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
Tabla 2 Descripción de la muestra (n = 90)
Tabla 3 Comorbilidades (n = 90)
Variable
n
Enfermedades
N (%)
nos, media (DT) Edad en a˜
53,6 (14,5)
90
Sexo, % Hombre Mujer
36,7 63,3
33 57
Nivel educativo, % Sin estudios Primarios Secundarios Superiores
5,6 31,1 34,4 28,9
5 28 31 26
Situación laboral, % Activo Parado Jubilado Tareas domésticas Incapacidad laboral Estudiante
43,0 20,9 15,1 10,5 8,1 2,3
37 18 13 9 7 2
Alguna comorbilidad asociada Hipertensión arterial Hipercolesterolemia Diabetes Miocardiopatía isquémica Dislipidemia Hipotiroidismo Asma bronquial EPOC Fibrilación auricular Fibromialgia Cáncer de colon Psoriasis Síndrome antifosfolipídico
34 (37,8) 27 (30,0) 7 (7,8) 3 (3,3) 3 (3,3) 2 (2,2) 2 (2,2) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1)
Gestación, % Sí No
0 100
0 90
Raza, % Caucásica IMC en kg/m2 , media (DT) Perímetro de cintura en cm, media (DT)
100 26,5 (4,8) 12,5 (1,45)
90 90 90
26,7 73,3 17,5 (17,4)
24 66 90
Fumador, % Sí No Cigarrillos al día, media (DT) DT: desviación típica; IMC: índice de masa corporal.
˜ del efecto (calculado como la diferencia y el estadístico de tamano entre las puntuaciones pre y post dividida por la desviación típica de la puntuación pre). Todos los pacientes contestaron que habían experimentado una recuperación funcional y no se pudo realizar comparación alguna a este respecto. Los análisis fueron realizados con los paquetes estadísticos SAS® , IBM® SPSS® versión 20, IBM® AMOS® versión 20 y MPlus® versión 17.
Resultados Participantes Se seleccionó una muestra de 90 pacientes diagnosticados de ˜ STC. El 63,3% fueron mujeres, la edad media fue de 53,6 anos (DT = 14,5) y el 43,0% trabajaba actualmente (ver tabla 2). El 37,8% de los pacientes presentaron alguna enfermedad concomitante (ver tabla 3), siendo la más frecuente la hipertensión arterial (30,0%). En 65 pacientes (72,2%) la mano afectada por el STC fue la dominante; el 42,2% de los pacientes mostraron discriminación anormal entre 2 puntos, el 28,0% atrofia muscular moderada o intensa de la región tenar de la mano y el grado de afectación EMG fue intenso en el 41,1% de los casos. La fuerza de aprehensión en la mano afectada dominante no mostró diferencias clínicas importantes con respecto a la mano afectada no dominante; sin embargo, la diferencia de aprehensión entre las manos se encontró próxima a la significación (dif. = 0,59 kg; ET = 0,293; p = 0,046). En todos los casos (100%) la zona dolorosa correspondía a la región del nervio mediano. La puntuación promedio en el cuestionario DN4 fue de 4,9 síntomas (DT = 2,07), oscilando entre uno y 10. El 76,7% de los pacientes obtuvo una puntuación ≥ 4; los síntomas más frecuentes fueron hormigueo (98,9%) y quemazón (96,7%), y los menos frecuentes, escozor (11%) y alodinia (11%).
EPOC: enfermedad pulmonar obstructiva crónica.
Las puntuaciones promedio en las dimensiones del cuestionario CBD fueron: en la dimensión de intensidad del dolor, 3,2 (DT = 1,8), y en la dimensión de interferencia en las actividades de la vida cotidiana, 2,2 (DT = 1,8). Categorizando por niveles, el 58,9% presentó una intensidad leve (0-3), el 35,6% moderada (4-6) y el 5,6% intensa (7-10). El 87,8% presentó interferencia acusada en la vida cotidiana (5-10). De los 30 pacientes con evaluación de seguimiento poscirugía, todos manifestaron una buena impresión clínica de recuperación funcional posquirúrgica, mientras que el 33,3% refirió que el dolor permanecía, y un 16,7% manifestó padecer hipostesias y parestesias. Con respecto a los 9 pacientes con evaluación antes de la cirugía, todos mantuvieron la presencia de dolor, parestesias e hipoestesias. Validación psicométrica Todos los pacientes emitieron respuestas válidas a todos los ítems de la subescala de severidad. Las respuestas se distribuyeron a través de todas las categorías de respuesta para todos los ítems. Cuatro de los ítems mostraron cierta tendencia a efecto suelo, acumulando entre el 31 y el 42% de las respuestas en la categoría inferior (p1, p2, p7, p11); sin embargo, la siguiente categoría de máxima frecuencia no era la contigua, evidenciando que puede existir un subconjunto de pacientes que no experimentan ese tipo de dolor. También todos los sujetos respondieron a todos los ítems de la subescala de funcionalidad y solo la categoría máxima del ítem 8 no recibió respuesta alguna. En esta ocasión, los ítems 1, 2 y 8 (referentes a la motilidad fina) mostraron un claro efecto suelo, acumulando el 63, 50 y 86% de respuestas en la categoría de respuesta inferior, respectivamente, aunque seguidos siempre con la siguiente máxima frecuencia en la siguiente categoría contigua. La puntuación media en la subescala de severidad fue de 2,76 puntos (DT = 0,84; Mín = 1,18; Máx = 4,91), y en la subescala funcional fue de 2,32 puntos (DT = 0,84; Mín = 1; Máx = 4,25). La correlación entre subescalas fue r = 0,772. El tiempo de respuesta osciló entre 5 y 11 min, con un valor promedio de 8,02 min (DT = 2,203). Todos los pacientes manifestaron entender correctamente todas las preguntas y no encontrar dificultades al responder. La consistencia interna de la subescala de severidad fue muy buena (␣ = 0,909), con un intervalo de confianza al 95% de 0,878-0,934 y una correlación promedio interítems r = 0,475. En cuanto a la subescala de funcionalidad, la consistencia interna fue ligeramente menor (␣ = 0,872), y el intervalo de confianza, de 0,8310,901. La eliminación de cualquiera de los ítems disminuiría la fiabilidad y la correlación promedio interítems fue r = 0,461.
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model
ARTICLE IN PRESS
MEDCLI-3418; No. of Pages 7
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
Para los 21 pacientes que completaron el retest, la correlación test-retest de la subescala de severidad fue r = 0,939, con un CCI = 0,926, demostrando una excelente estabilidad temporal. Por su parte, la subescala funcional obtuvo una correlación r = 0,986 y un CCI = 0,909. El AFE de la subescala de severidad dio lugar a 2 autovalores mayores de uno que explicaron el 66% de la variancia disponible. La prueba de sedimentación mostró un primer autovalor de gran magnitud que explicaba la mayor parte de la variancia (54%), seguido de ˜ La comotros 3 autovalores en disminución paulatina de tamano. paración de las soluciones antes y después de la rotación demostró la presencia de una dimensión común a todos los ítems de la que se segregaba una segunda dimensión que agrupaba (fundamentalmente) la intensidad, la frecuencia y la duración del dolor durante el día. Además, la correlación entre ambas dimensiones fue alta (r = 0,505). En cuanto a la subescala de funcionalidad, el AFE también dio lugar a 2 autovalores mayores que la unidad que explicaban el 66% de la variancia. El gráfico de sedimentación hacía más evidente la existencia de una dimensión prioritaria. La solución obtenida evidenció la presencia de una única dimensión común, de la que se segregaba una segunda dimensión correspondiente a las 3 funciones de motilidad fina (escribir, abrocharse y asearse-vestirse). Las 2 dimensiones mostraron una alta correlación (r = 0,549). Los resultados del AFC mediante la estimación MLMV mostraron el mejor ajuste para 2 estructuras equivalentes: 2 dimensiones relacionadas o 2 dimensiones explicadas por un factor de segundo orden (fig. 2). La subescala de severidad se ajustó adecuadamente a una estructura con una dimensión general de gravedad que correlacionaba sustancialmente (21 = 0,52) con otra dimensión que recoge la sintomatología diurna: p3, p4 y p5, o, de manera equivalente, 2 dimensiones que miden un factor general de gravedad. Todas las saturaciones fueron significativas (p < 0,05) y los estadísticos de bondad de ajuste fueron buenos o aceptables: CFI = 0,944; TLI = 0,928; RMSEA = 0,177; 2 /gl = 3,82; WRMR = 1,130. La estructura de mejor ajuste para la subescala funcional correspondió a una configuración de 2 dimensiones correlacionadas (21 = 0,73), una correspondiente a la motilidad gruesa y otra correspondiente a la motilidad fina: p1, p2 y p8, o la estructura equivalente de 2 factores que saturan en un factor general de funcionalidad
,83 ,83 ,74 ,81 Severidad general
,88 ,91
,83
,89 Severidad ,69 ,63
,96 Severidad diurna
,85 ,82
p1 p2 p6 p7 p8 p9 p10 p11 p4 p5 p3
Figura 2. Solución confirmatoria estandarizada de 2 factores correlacionados para la subescala de severidad.
5
,87 ,86 Motilidad gruesa
,87 ,75
,81 Funcionalidad
,84 ,78
,91 Motilidad fina
,87 ,73
p3 p4 p5 p6 p7 p1 p2 p8
Figura 3. Solución confirmatoria estandarizada de 2 factores correlacionados para la subescala funcional.
(fig. 3). Todas las saturaciones fueron significativas (p < 0,05) y los estadísticos de ajuste fueron buenos o muy buenos: CFI = 0,990; TLI = 0,985; RMSEA = 0,091; 2 /gl = 1,75; WRMR = 0,573. La estimación de máxima verosimilitud arrojó valores similares. La correlación entre la subescala de severidad del BCTQ y el dominio de intensidad del dolor de la CBD fue elevada (r = 0,707), al igual que la correlación entre la subescala funcional y el dominio de interferencia en las actividades cotidianas (r = 0,747). Estas correlaciones fueron ligeramente más elevadas que las obtenidas respecto a la dimensión no concordante conceptualmente (tabla 4). Además, las puntuaciones en las subescalas del BCTQ correlacionaron con el número de síntomas de dolor neuropático de la DN4, siendo ambas correlaciones similares: severidad (r = 0,673) y funcional (r = 0,662). Aunque las subescalas del BCTQ mostraron una correlación alta y significativa (r = 0,77), la correlación no alcanzó a ser perfecta (r > 0,9), apoyando la idea de suficiente validez discriminante entre las 2 dimensiones (ambas subescalas solo comparten un 49% de información). Las correlaciones de las puntuaciones de la escala con las medidas obtenidas mediante el dinamómetro fueron altas y significativas (p < 0,001) para ambas subescalas: severidad (r = 0,77) y funcional (r = 0,75). Los pacientes con discriminación anormal entre 2 puntos presentaron puntuaciones más elevadas en las subescalas de severidad de los síntomas (MS = 3,2; DTS = 0,7) y situación funcional (MF = 2,7; DTF = 0,7) que aquellos con discriminación normal (MS = 2,4; DTS = 0,8; MF = 2,1; DTF = 0,9), siendo significativas ambas diferencias (p < 0,001). Las puntuaciones en las subescalas del BCTQ fueron sensibles a la atrofia muscular, siendo más sensible la subescala funcional. Los pacientes con atrofia muscular moderada o intensa presentaron puntuaciones más elevadas en la subescala de severidad (MS = 3,3; DTS = 0,5) que aquellos con atrofia leve o sin ella (MS = 2,5; DTS = 0,8; p < 0,001). Por su parte, la subescala funcional mostró puntaciones promedio diferentes para los pacientes con atrofia intensa (MF = 3,7; DTF = 0,1), moderada (MF = 2,8; DTF = 0,6) y leve/normal (MF = 2,1; DTF = 0,8), si bien la diferencia entre los grupos de atrofia moderada e intensa no alcanzó la significación (fig. 4). El grado de afectación EMG también se reflejó en las puntuaciones del BCTQ, siendo más sensible la subescala de severidad. Los pacientes con afectación intensa presentaron puntuaciones más elevadas en la subescala de severidad (MS = 3,3; DTS = 0,7) que aquellos con afectación moderada (MS = 2,9; DTS = 0,6) o leve (MS = 1,8; DTS = 0,3), siendo todas las comparaciones significativas (p < 0,05). En la subescala funcional, los pacientes con afectación intensa
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model
ARTICLE IN PRESS
MEDCLI-3418; No. of Pages 7 6
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
Tabla 4 Correlaciones entre las escalas concurrentes Escala
Abreviatura
BCTQ-S
BCTQ-F
CBD-D
CBD-A
DN4
Severidad de los síntomas Situación funcional Intensidad del dolor Interferencia en actividades cotidianas Síntomas neuropáticos
BCTQ-S BCTQ-F CBD-D CBD-A DN4
1 0,772** 0,707** 0,635** 0,673**
0,772** 1 0,720** 0,747** 0,662**
0,707** 0,720** 1 0,629** 0,544**
0,635** 0,747** 0,629** 1 0,500**
0,673** 0,662** 0,544** 0,500** 1
BCTQ: Boston Carpal Tunnel Questionnaire; CBD: Cuestionario Breve de Dolor; DN4: Douleur Neuropatique 4 questions. ** p < 0,01 (bilateral).
(MF = 2,8; DTF = 0,7) presentaron una mayor puntuación promedio que aquellos con afectación moderada (MF = 2,5; DTF = 0,8) y que los que tenían afectación leve (MF = 1,5; DTF = 0,3), si bien la diferencia entre los 2 primeros no alcanzó la significación (p = 0,154). Comparando las puntuaciones pre y postintervención (tabla 5), en la subescala de severidad se observó una reducción promedio S = −2,0 puntos (DT = 0,6; p < 0,001), y en la subescala de funcionalidad, una reducción F = −1,3 puntos (DT = 0,7;
4
3,69
Discusión
3,32
Promedio BCTQ
3,27
2,77
3 2,52 2,09 2
1
0 Normal/Leve
Moderada
Intensa
Grado de atrofia Funcionalidad
Severidad
4 3,28 2,92
Promedio BCTQ
3 2.773 2
˜ del efecto grandes (dS = −3,3 p < 0,001), correspondiendo a tamanos y dF = −1,9, respectivamente). En el grupo de pacientes que fue valorado por segunda vez antes de la intervención quirúrgica, los cambios observados indicaron un ligero empeoramiento, con un cambio promedio S = 0,2 puntos (DT = 0,2; p = 0,03) en la subescala de severidad y F = 0,1 puntos (DT = 0,1; p = 0,18) en ˜ la subescala funcional, correspondiendo a tamanos del efecto ˜ (dS = 0,3 y dF = 0,13). El cuestionario CBD también fue pequenos sensible al efecto de la intervención quirúrgica.
1,77
2,47
1,45 1
0 Leve
Moderada
Intensa
Grado de afectación EMG Funcionalidad
Severidad
Figura 4. . Puntuación promedio en las subescalas de severidad y funcionalidad por el grado de atrofia (arriba) y el grado de afectación electromiográfica (abajo). BCTQ: Boston Carpal Tunnel Questionnaire; EMG: estudio electromiográfico.
El cuestionario BTCQ fue bien aceptado por los pacientes. Todos los participantes fueron capaces de responder a todas las preguntas sin necesidad de ayuda y el tiempo de cumplimentación fue rápido (8 min). El análisis de los ítems individuales mostró un cierto efecto suelo en 3 ítems de la subescala funcional (escribir, abro˜ charse, y banarse y vestirse). Estos ítems corresponden todos a la motilidad fina y evidencian que existe un subconjunto de pacientes que no presentan este tipo de limitaciones o que puede que se hayan adaptado a su situación clínica. Sin embargo, este hecho no afectó a la distribución de las 2 puntuaciones de resumen, ya que en ambos casos se observaron puntuaciones prácticamente de todo el espectro posible. La fiabilidad de las 2 subescalas fue muy buena, con valores para el ␣ de Cronbach próximos a 0,90 en ambos casos. Este hecho apoya la hipótesis de unidimensionalidad de cada subescala, ya que es un requisito para poder llegar a obtener valores tan altos de consistencia interna. La estabilidad de las puntuaciones fue muy buena, alcanzándose una correlación entre administraciones consecutivas de 0,94. Esto quiere decir que el 88% de la variabilidad de las puntuaciones es atribuible a diferencias clínicas entre los pacientes, y tan solo se comete un error de medición próximo al 12% del valor medido. La estructura del cuestionario se vio validada por las soluciones del AFE y AFC. Para ambas subescalas, se observó que la estructura básica correspondía a una dimensión común capaz de explicar todas las correlaciones observadas entre los ítems, pero se obtenía un mejor ajuste cuando se permitía desdoblar la dimensión general en 2 dimensiones correlacionadas entre sí. La subescala de gravedad se puede desdoblar en una dimensión que engloba los síntomas diurnos (intensidad, frecuencia y duración del dolor por el día) y en otra que engloba la sintomatología típicamente neuropática junto con el dolor nocturno. Este desdoblamiento es compatible con una estructura con un factor común de segundo orden que engloba ambas dimensiones y que daría lugar a un ajuste idéntico al obtenido (tras establecer las restricciones necesarias en el modelo para que esté identificado). Sin embargo, los estadísticos de bondad de ajuste apuntan a que existen relaciones particulares entre parejas de ítems debidas a la casuística de los pacientes (no todos los pacientes sienten hormigueo y debilidad de manera simultánea, o dolor durante el día y durante la noche, por ejemplo). Por su parte, la subescala funcional obtiene un ajuste excelente cuando se separan la funcionalidad correspondiente a la motilidad fina
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model MEDCLI-3418; No. of Pages 7
ARTICLE IN PRESS Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
7
Tabla 5 Sensibilidad al cambio de las dimensiones de los cuestionarios Boston Carpal Tunnel Questionnaire y Cuestionario Breve de Dolor por grupo de seguimiento Escala
Boston Carpal Tunnel Questionnaire Severidad de los síntomas Situación funcional Cuestionario Breve de Dolor Intensidad del dolor Interferencia en actividades cotidianas
Intervenidos
No intervenidos
Pre
Post
Dif.
Pre1
Pre2
3,35 (0,59) 2,59 (0,69)
1,33 (0,30) 1,29 (0,28)
−2,03 (0,64)** −1,30 (0,69)**
3,05 (0,71) 3,03 (0,82)
3,18 (0,82) 3,14 (0,87)
4,07 (1,87) 2,45 (1,44)
0,82 (0,98) 0,22 (0,40)
3,26 (2,24)** 2,23 (1,38)**
3,78 (1,43) 4,19 (1,84)
4,17 (1,02) 4,51 (1,99)
Dif. 0,18 (0,22)* 0,07 (0,14) −0,39 (0,75) −0,32 (0,94)
Dif.: diferencia de puntuaciones Post − Pre o Pre2 − Pre1. Datos expresados como media (desviación típica). * p < 0,05. ** p < 0,001.
(escribir, asearse, abrocharse) de la motilidad gruesa o de potencia (sujetar libros, abrir tarros, limpiar la casa, acarrear bolsas), pero ambas dimensiones se encuentran muy relacionadas entre sí y también podrían explicarse igualmente como 2 subdimensiones de una dimensión funcional global de segundo orden. Los resultados obtenidos permiten concluir que la estructura propuesta originalmente se reproduce en nuestra muestra de pacientes, y que cada subescala mide un aspecto general de la gravedad y del impacto en la funcionalidad derivadas de la afección del STC. Las mediciones obtenidas por el BCTQ fueron convergentes con las obtenidas mediante otros cuestionarios ya validados al castellano, de uso generalizado y que miden conceptos similares. Las correlaciones con las dimensiones del CBD fueron altas, y también con el número de síntomas de dolor neuropático recogidos por la escala DN4. El hecho de que la correlación entre las dimensiones conceptualmente concordantes del BCTQ y el CBD fuera superior a la observada entre dimensiones divergentes, y que la correlación entre subescalas del BCTQ no sea excesivamente alta, apoyaron la evidencia de validez discriminante. También se confirmó que existían relaciones entre las puntuaciones del BCTQ y otras mediciones clínicas propias del diagnóstico del STC, apoyando la validez de constructo. La correlación con las medidas del dinamómetro fue alta; el instrumento fue capaz de identificar a los pacientes con problemas de discriminación entre 2 puntos, también discriminó a los que tenían atrofia muscular y detectó diferencias según el grado de afectación conforme con la determinación EMG. Por último, la versión castellana del BCTQ también demostró ser sensible a los cambios clínicos, observándose diferencias en las puntuaciones de los pacientes tras la intervención quirúrgica de liberación del atrapamiento. La subescala de gravedad de los síntomas fue en la que se observaron mayores diferencias, con un cambio promedio de −2 puntos (en una escala de 1 a 5), mientras que en la subescala de interferencia funcional el cambio promedio ˜ fue de −1,3 puntos. Ambos cambios corresponden a tamanos del efecto superiores a 0,50, por lo que deben considerarse cambios de gran magnitud. Por el contrario, los pacientes que fueron valorados por segunda vez antes de la intervención quirúrgica no solo no experimentaron mejoría, sino que experimentaron un ligero empeoramiento. ˜ muestral es adecuado para el propósito del Aunque el tamano estudio, no es tan extenso como para asegurar la representatividad epidemiológica, lo que puede haber repercutido en la relativamente baja prevalencia de alguna sintomatología. Financiación El estudio fue financiado mediante una ayuda a la investigación no condicionada de Pfizer, S. L. U.
Conflicto de intereses La validación de la escala se ha realizado con una ayuda a la investigación no condicionada de Pfizer, S. L. U. Anexo. Material adicional Se puede consultar material adicional a este artículo en su versión electrónica disponible en http://dx.doi.org/10.1016/ j.medcli.2015.10.013. Bibliografía 1. Ono S, Clapham PJ, Chung KC. Optimal management of carpal tunnel syndrome. Int J Gen Med. 2010;3:255–61. 2. Bouhassira D, Lantéri-Minet M, Attal N, Laurent B, Touboul C. Prevalence of chronic pain with neuropathic characteristics in the general population. Pain. 2008;136:380–7. 3. Atroshi I, Gummesson C, Johnsson R, Ornstein E, Ranstam J, Rosén I. Prevalence of carpal tunnel syndrome in a general population. JAMA. 1999;282:153–8. 4. Bland JD, Rudolfer SM. Clinical surveillance of carpal tunnel syndrome in two areas of the United Kingdom, 1991-2001. J Neurol Neurosurg Psychiatry. 2003;74:1674–9. 5. National Institute of Neurological Diseases and Stroke (NINDS). Carpal tunnel syndrome fact sheet [consultado Mar 2012]. Disponible en: http://www.ninds.nih.gov/disorders/carpal tunnel/detail carpal tunnel.htm 6. Lozano-Calderón S, Anthony S, Ring D. The quality and strength of evidence for etiology: Example of carpal tunnel syndrome. J Hand Surg. 2008;33A: 525–38. 7. Thurston A, Lam N. Results of open carpal tunnel release: A comprehensive, retrospective study of 188 hands. Aust N Z J Surg. 1997;67:283–8. 8. Katz JN, Losina E, Amick BC 3rd, Fossel AH, Bessette L, Keller RB. Predictors of outcomes of carpal tunnel release. Arthritis Rheum. 2001;44:1184–93. 9. Concannon MJ, Gainor B, Petroski GF, Puckett CL. The predictive value of electrodiagnostic studies in carpal tunnel syndrome. Plast Reconstr Surg. 1997;100:1452–8. 10. Levine DW, Simmons BP, Koris MJ, Daltroy LH, Hohl GG, Fossel AH, et al. A self-administered questionnaire for the assessment of severity of symptoms and functional status in carpal tunnel syndrome. J Bone Joint Surg Am. 1993;75:1585–92. 11. Padua R, Padua L, Romanini E, Aulisa L, Lupparelli S. Versione italiana del questionario “Boston Carpal Tunnel”: valutazioen preliminare. Giorn Ital Ortop Traumatol. 2000;24:121–9. 12. Correia de Campos C, Manzano GM, de Andrade LB, Castelo Filho A, Nóbrega JA. [Translation and validation of an instrument for evaluation of severity of symptoms and the functional status in carpal tunnel syndrome] Portuguese. Arq Neuropsiquiatr. 2003;61:51–5. 13. Schumaker SA, Berzon R. The international assessment of health-related quality of life: Theory, translation, measurement and analysis. Oxford: Rapid Communications of Oxford, Ltd.; 1995. 14. Cleeland CS. Pain assessment in cancer. En: Osoba D, editor. Effect of cancer on quality of life. Boca Raton: CRC Press; 1991. p. 293–305. 15. Bouhassira D, Attal N, Alchaar H, Boureau F, Brochet B, Bruxelle J, et al. Comparison of pain syndromes associated with nervous or somatic lesions and development of a new neuropathic pain diagnostic questionnaire (DN4). Pain. 2005;114:29–36. 16. Schreiber JB, Nora A, Stage FK, Barlow EA, King J. Reporting structural equation modeling and confirmatory factor analysis results: A review. J Educ Res. 2006;99:323–38.
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
ARTICLE IN PRESS Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
www.elsevier.es/medicinaclinica
Original
Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire Ángel Oteo-Álvaro ∗ , María T. Marín, José A. Matas y Javier Vaquero Servicio de Cirugía Ortopédica y Traumatología, Hospital General Universitario Gregorio Mara˜ nón, Madrid, Espa˜ na
información del artículo
r e s u m e n
Historia del artículo: Recibido el 26 de marzo de 2015 Aceptado el 1 de octubre de 2015 On-line el xxx
˜ del cuestionario Introducción y objetivo: Describir el proceso de adaptación cultural y validación al espanol Boston Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ) de intensidad de los síntomas, capacidad funcional y calidad de vida en pacientes con síndrome del túnel carpiano, e informar de sus propiedades psicométricas. Material y métodos: Un panel de 3 expertos supervisó el proceso de adaptación. Tras la traducción, revi˜ que fue administrado a sión y retrotraducción del instrumento se obtuvo un cuestionario en espanol 2 muestras de pacientes: una muestra piloto de 20 pacientes para valorar la comprensibilidad y una de 90 pacientes para comprobar la validez estructural (análisis factorial y fiabilidad), la validez de constructo y la sensibilidad al cambio. Se realizó medición retest a 21 pacientes. Se realizó seguimiento a 40 pacientes. Resultados: El cuestionario fue bien entendido por todos los participantes. Tres ítems presentaron efecto suelo. La fiabilidad fue muy buena, consistencia interna: ␣S = 0,91 y ␣F = 0,87; estabilidad temporal testretest: rS = 0,939 y rF = 0,986. Se comprobó que ambas subescalas del cuestionario se ajustaban a una dimensión general. Las subescalas correlacionaron con las medidas del dinamómetro (rS = 0,77 y rF = 0,75) y mostraron relación con la discriminación anormal entre 2 puntos, la atrofia muscular y el nivel de afectación según electromiografía. Las puntuaciones correlacionaron adecuadamente con cuestionarios ya validados: Douleur Neuropatique 4 questions y Cuestionario Breve de Dolor. El BCTQ demostró ser ˜ del efecto grandes (dS = −3,3 y dF = −1,9). sensible a los cambio clínicos, con tamanos Conclusiones: La versión en castellano del BCTQ ha demostrado tener buenas propiedades psicométricas, lo que garantiza su uso en el ámbito clínico.
Palabras clave: Síndrome del túnel carpiano Estudios de validación Dolor Neuralgia Calidad de vida
˜ S.L.U. Todos los derechos reservados. © 2015 Elsevier Espana,
Spanish validation of the Boston Carpal Tunnel Questionnaire a b s t r a c t Keywords: Carpal tunnel syndrome Validation studies Pain Neuralgia Quality of life
Introduction and Objective: To describe the process of cultural adaptation and validation of the Boston Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ) measuring symptom intensity, functional status and quality of life in carpal tunnel syndrome patients and to report the psychometric properties of this version. Material and methods: A 3 expert panel supervised the adaptation process. After translation, review and back-translation of the original instrument, a new Spanish version was obtained, which was administered to 2 patient samples: a pilot sample of 20 patients for assessing comprehension, and a 90 patient sample for assessing structural validity (factor analysis and reliability), construct validity and sensitivity to change. A re-test measurement was carried out in 21 patients. Follow-up was accomplished in 40 patients. Results: The questionnaire was well accepted by all participants. Celling effect was observed for 3 items. Reliability was very good, internal consistency: ␣S = 0.91 y ␣F = 0.87; test-retest stability: rS = 0.939 and rF = 0.986. Both subscales fitted to a general dimension. Subscales correlated with dynamometer measurements (rS = 0.77 and rF = 0.75) and showed to be related to abnormal 2-point discrimination, muscle atrophy and electromyography deterioration level. Scores properly correlated with
∗ Autor para correspondencia. Correo electrónico: angel [email protected] (Á. Oteo-Álvaro). http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013 ˜ S.L.U. Todos los derechos reservados. 0025-7753/© 2015 Elsevier Espana,
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model MEDCLI-3418; No. of Pages 7 2
ARTICLE IN PRESS Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
other validated instruments: Douleur Neuropatique 4 questions and Brief Pain Inventory. BCTQ demonstrated to be sensitive to clinical changes, with large effect sizes (dS = −3.3 and dF = −1.9). Conclusions: The Spanish version of the BCTQ shows good psychometric properties warranting its use in clinical settings. ˜ S.L.U. All rights reserved. © 2015 Elsevier Espana,
Introducción El síndrome del túnel carpiano (STC) es una dolencia definida como el trastorno clínico resultante de la compresión del nervio mediano a su paso por debajo del ligamento transversal del carpo, que produce dolor, parestesias, entumecimiento y debilidad en el territorio correspondiente a dicho nervio1 . Se le implica directamente como causa de dolor neuropático2 y es una afección de alta prevalencia, que se observa en el 0,1% de la población general, siendo una de las causas frecuentes de discapacidad laboral, que afecta al 5% de los trabajadores de ciertas actividades profesionales. Es la neuropatía periférica de la mano por atrapamiento más frecuente, afectando hasta a un 3% de la población general, con una mayor incidencia en mujeres entre las décadas cuarta y sexta de la vida3 . ˜ Un gran número de pacientes con dolor en la mano y la muneca son evaluados diariamente mediante estudios electrofisiológicos y con frecuencia esos síntomas forman parte del STC. Sus implicaciones socioeconómicas son importantes debido a su alta incidencia en países desarrollados4 , provocando un gasto de alrededor de 30.000 $ por trabajador afectado en Estados Unidos5 . Existe un incremento en nuestros días, y a pesar de que la causa más frecuente es la idiopática5 , se sospecha una cierta relación laboral3 , sin que hasta la fecha haya podido establecerse una evidencia epidemiológica6 . A pesar de que la liberación quirúrgica del nervio mediano genera una alta tasa de satisfacción7 , algunos pacientes refieren insatisfacción con los resultados obtenidos8 . Teniendo en cuenta que los estudios electromiográficos (EMG) tras la liberación del nervio mediano no muestran relación directa con la satisfacción del paciente9 , es necesario utilizar herramientas como el Boston Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ; Levine et al., 1993)10 para una adecuada evaluación de los diferentes métodos de tratamiento. Hasta la fecha este cuestionario ha sido traducido y validado al italiano11 y al portugués12 . Con fecha de 27 de marzo de 2012 se recibió autorización del Dr. Jeffrey N. Katz para poder llevar a cabo la traducción y validación del cuestionario al castellano. El objetivo del presente trabajo es la validación al castellano de la escala BCTQ, junto con la determinación de las propiedades psicométricas del ˜ instrumento en la población espanola. Materiales y métodos Dise˜ no del estudio En el proceso de adaptación se siguieron las recomendaciones generales para la adaptación cultural y validación de instrumentos de calidad de vida13 . En primer lugar, se constituyó un panel de expertos para supervisar el proceso de adaptación. Este panel lo formaron 3 especialistas: uno, en Cirugía Ortopédica y Traumatología; otro, en Medicina Familiar y Comunitaria (ambos, expertos en neuropatías compresivas); y un epidemiólogo experto en Metodología. El cuestionario original fue traducido por 2 traductores indepen˜ (Espana). ˜ dientes del inglés al espanol El panel de expertos revisó las traducciones y elaboró una versión de conciliación. La versión de conciliación fue pilotada en una muestra de 20 pacientes para valorar la comprensibilidad de los términos utilizados y la redacción de las preguntas. No habiéndose encontrado
dificultades de comprensión ni sesgos de respuesta apreciables, la versión se consideró lingüísticamente aceptable y se envió para su retrotraducción al inglés para identificar posibles discrepancias (Anexo 1). ˜ como un estudio observacioLa investigación fue disenada nal, transversal y multicéntrico en condiciones de práctica clínica habitual. Se seleccionó una muestra aleatoria de 90 pacientes seleccionados por 2 investigadores, según demanda de tratamiento (ver más adelante). Los pacientes seleccionados cumplieron los siguientes criterios ˜ de inclusión: pacientes de ambos sexos, mayores de 18 anos, con ˜ y parestesias, capaces de presencia de dolor en mano y muneca, leer y comprender el castellano, que hubieran otorgado el consentimiento informado. Se excluyeron aquellos pacientes incapaces de leer o entender las preguntas del cuestionario. En ningún caso se interfirió en la decisión del investigador sobre el cuidado o tratamiento médico más adecuado para el paciente y todos los participantes otorgaron libremente su consentimiento informado para participar en el estudio y permitir el uso de sus datos. El estudio se realizó en el ámbito de la atención primaria y de las especialidades clínicas hospitalarias del territorio ˜ El estudio fue aprobado por el Comité de Ética de Investiespanol. gación de la European Foundation for Health Research and Education (CEI-EFHRE-EU-201302). La información fue recogida del 27-062013 al 27-05-2014. Variables Se recopiló información sobre las características sociodemográficas del paciente y variables clínicas de interés, así como la designación de la zona dolorosa sobre un mapa de la mano, para determinar si dicha zona se corresponde con la distribución del nervio mediano. Se incluyeron el cuestionario BCTQ y las medidas necesarias para la validación que a continuación se detallan. Mediciones concurrentes Fuerza de aprehensión: máxima fuerza de la mano afectada y diferencia existente entre ambas manos (3 determinaciones con un intervalo de 2 min entre registros y comenzando por la dominante). Cuando la mano valorada no era la dominante, se compensó el ˜ resultado anadiendo un 10%. La determinación se obtuvo mediante un dinamómetro manual (Jamar® Hydraulic Hand Dynamometer). Discriminación entre 2 puntos: capacidad sensorial para discriminar entre 2 puntos adyacentes. Se utilizó un clip abierto con una distancia entre ambos extremos de 5 mm, colocando ambos extremos al mismo tiempo sobre la piel del pulpejo (falange distal) y haciendo una leve presión 10 veces. Se considera anormal una discriminación > 5 mm en el pulpejo en 7 de las 10 veces. Valoración de la atrofia muscular: valoración de la atrofia de la región tenar de la mano realizada por el clínico responsable en una escala de 3 puntos (leve, moderada e intensa). Estudio electromiográfico: medición de la velocidad de conducción nerviosa sensitiva ortodrómica desde los dedos 2, 3 y 4; y cuando los anteriores estaban disminuidos, la del quinto dedo (nervio cubital) como comparador. En situaciones normales no debe existir desdoblamiento en el cuarto dedo (con inervación de los nervios mediano y cubital). Se valoraron la latencia distal motora
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model
ARTICLE IN PRESS
MEDCLI-3418; No. of Pages 7
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
3
Tabla 1 Criterios de valoración de la gravedad utilizados en el estudio electromiográfico Grados
VCS
Leve Moderado Importante Extremo
Normal o > 40 m/s Sí < 40 m/s Sí < 40 m/s Sí Ausencia de conducción sensitiva y motora
Desdoblamiento
Latencia distal motora
Latencia diferencial
Normal Normal Alargada
Normal Normal o alargada Alargada
VCS: velocidad de conducción nerviosa sensitiva. Valores normales: latencia distal normal < 4 ms; latencia diferencial normal < 1 ms.
y la latencia diferencial, mediante electrodos de superficie, estableciéndose 3 grados: leve, moderado e importante/extremo (tabla 1). Brief Pain Inventory (CBD, «Cuestionario Breve de Dolor»)14 : es un cuestionario autoadministrado compuesto por 11 ítems. El CBD consta de 2 dimensiones: «intensidad del dolor» (4 ítems) e «interferencia en las actividades en la vida cotidiana» (7 ítems). Cada uno de los ítems se puntúa mediante una escala Likert con anclajes 0 = ausencia de dolor/interferencia en la vida diaria y 10 = peor dolor imaginable/afectación máxima en la vida diaria. Los 11 ítems proporcionan 2 puntuaciones resumen, una para cada dimensión. Douleur Neuropatique 4 questions (DN4, «Escala de Dolor Neuropático»)15 : es una escala mixta para el cribado de dolor neuropático, formada por 7 preguntas autoadministradas y 3 preguntas de exploración clínica. Los 10 ítems dicotómicos preguntan por distintos tipos de sensaciones dolorosas, por la presencia de hipoestesia y por la presencia de dolor evocado al tacto. Una puntuación ≥ 4 puntos se considera sintomática de dolor neuropático. Su sensibilidad y especificidad se sitúan en el 80-90%. Comprensión y facilidad de aplicación: se recogieron el tiempo necesario para completar el cuestionario y 2 preguntas, una sobre la comprensión y otra sobre la facilidad de aplicación, con 3 categorías de respuesta: Sí, No y No sé.
Tama˜ no de la muestra ˜ El estudio fue disenado con la misma metodología que las validaciones anteriores del cuestionario BCTQ. Se determinó que era necesario incluir al menos un total de 80 pacientes. A una submuestra de 21 pacientes se les realizó una evaluación retest del cuestionario 2-3 días después de la primera medición. A una submuestra de 40 pacientes se les realizó seguimiento prospectivo y se les volvió a evaluar una segunda vez: 30 fueron evaluados a los 2-3 meses tras la cirugía de descompresión del nervio mediano y 9 fueron evaluados antes de la intervención quirúrgica (se perdió ˜ muestral el seguimiento de un paciente). Se consideró este diseno suficiente para la validación de la escala, reproduciendo el esquema utilizado en validaciones anteriores. Finalmente, se incluyeron 90 pacientes (fig. 1).
correlación test-retest se calculó con una muestra de 21 pacientes, transcurridos 2-3 días. Validez estructural. Se llevó a cabo un análisis factorial exploratorio (AFE) utilizando el método de extracción de componentes principales y rotación oblicua Promax. Se utilizaron como criterios para la retención de factores: número de autovalores > 1 de Kaiser-Guttman, prueba de sedimentación de Cattell y proporción de variancia explicada. Se propusieron 3 modelos para el análisis factorial confirmatorio (AFC) para cada subescala: un modelo unidimensional, un modelo con 2 factores correlacionados con desdoblamiento de un subconjunto de ítems y un modelo con un factor general de segundo orden y 2 factores específicos de primer orden. Se utilizaron como criterio los siguientes valores para los estadísticos de bondad de ajuste16 : 2 (p > 0,05); 2 /gl < 5; GFI > 0,95; AGFI > 0,9; TLI > 0,9; CFI > 0,9; RMSEA < 0,08; WRMR ≤ 1. Se utilizaron los métodos de estimación de máxima verosimilitud y MLMV (para puntuaciones ordinales). Se obtuvieron evidencias de validez concurrente valorando, en la visita basal, la correlación de las subescalas del BCTQ con las puntuaciones obtenidas en escalas al uso ya validadas: DN4 y CBD. Se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson. Validez de constructo. Comparación de las puntuaciones promedio respecto a la clasificación clínica definida por discriminación sensorial, atrofia muscular y afectación EMG. Se utilizó la prueba t para grupos independientes o el análisis de variancia (según número de grupos) para las comparaciones de promedios. Se estableció la hipótesis de que los pacientes con mayor gravedad en las características clínicas obtendrían una mayor puntuación en las subescalas del BCTQ. Se valoró la sensibilidad al cambio clínico en aquellos pacientes a los que se realizó cirugía de descompresión, comparando la puntuación promedio antes de la intervención (pre) y a los 30-60 días de la intervención (post). Se utilizó la prueba t para datos relacionados
n = 90
Análisis estadístico Para validar la escala BCTQ se asumieron los supuestos de la teoría clásica de los test y se valoraron las propiedades psicométricas descritas aquí. Análisis de los ítems: distribución de las respuestas por categoría de respuesta en cada ítem, presencia de efecto suelo/techo (más del 40% de las respuestas en una categoría extrema) y respuestas en blanco. Factibilidad: tiempo necesario para completar el cuestionario, comprensión de las preguntas, facilidad para realizar el cuestionario, proporción de cuestionarios útiles y número de respuestas en blanco por cuestionario. Fiabilidad: consistencia interna (␣ de Cronbach y coeficiente de correlación intraclase [CCI]) y estabilidad temporal (correlación test-retest). Se tomaron como criterio de bondad valores ␣ > 0,8. La
n = 21 (retest)
Datos demográficos y clínicos Mapa del dolor Medición de la fuerza de aprehensión Test de discriminación entre dos puntos Medición de la atrofia muscular Cuestionario DN4 Cuestionario breve de dolor (SF-CBD) Registro de datos electromiográficos Cuestionario de comprensión y facilidad de aplicación Boston carpal tunnel questionnaire (BCTQ)
BCTQ
n = 40
n = 10 (preoperatorio) n = 30 (postoperatorio)
BCTQ SF-CBD BCTQ SF-CBD Cuestionario de impresión clínica de resultados del tratamiento
Figura 1. Diagrama de flujo de pacientes.
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model MEDCLI-3418; No. of Pages 7
ARTICLE IN PRESS
4
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
Tabla 2 Descripción de la muestra (n = 90)
Tabla 3 Comorbilidades (n = 90)
Variable
n
Enfermedades
N (%)
nos, media (DT) Edad en a˜
53,6 (14,5)
90
Sexo, % Hombre Mujer
36,7 63,3
33 57
Nivel educativo, % Sin estudios Primarios Secundarios Superiores
5,6 31,1 34,4 28,9
5 28 31 26
Situación laboral, % Activo Parado Jubilado Tareas domésticas Incapacidad laboral Estudiante
43,0 20,9 15,1 10,5 8,1 2,3
37 18 13 9 7 2
Alguna comorbilidad asociada Hipertensión arterial Hipercolesterolemia Diabetes Miocardiopatía isquémica Dislipidemia Hipotiroidismo Asma bronquial EPOC Fibrilación auricular Fibromialgia Cáncer de colon Psoriasis Síndrome antifosfolipídico
34 (37,8) 27 (30,0) 7 (7,8) 3 (3,3) 3 (3,3) 2 (2,2) 2 (2,2) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1) 1 (1,1)
Gestación, % Sí No
0 100
0 90
Raza, % Caucásica IMC en kg/m2 , media (DT) Perímetro de cintura en cm, media (DT)
100 26,5 (4,8) 12,5 (1,45)
90 90 90
26,7 73,3 17,5 (17,4)
24 66 90
Fumador, % Sí No Cigarrillos al día, media (DT) DT: desviación típica; IMC: índice de masa corporal.
˜ del efecto (calculado como la diferencia y el estadístico de tamano entre las puntuaciones pre y post dividida por la desviación típica de la puntuación pre). Todos los pacientes contestaron que habían experimentado una recuperación funcional y no se pudo realizar comparación alguna a este respecto. Los análisis fueron realizados con los paquetes estadísticos SAS® , IBM® SPSS® versión 20, IBM® AMOS® versión 20 y MPlus® versión 17.
Resultados Participantes Se seleccionó una muestra de 90 pacientes diagnosticados de ˜ STC. El 63,3% fueron mujeres, la edad media fue de 53,6 anos (DT = 14,5) y el 43,0% trabajaba actualmente (ver tabla 2). El 37,8% de los pacientes presentaron alguna enfermedad concomitante (ver tabla 3), siendo la más frecuente la hipertensión arterial (30,0%). En 65 pacientes (72,2%) la mano afectada por el STC fue la dominante; el 42,2% de los pacientes mostraron discriminación anormal entre 2 puntos, el 28,0% atrofia muscular moderada o intensa de la región tenar de la mano y el grado de afectación EMG fue intenso en el 41,1% de los casos. La fuerza de aprehensión en la mano afectada dominante no mostró diferencias clínicas importantes con respecto a la mano afectada no dominante; sin embargo, la diferencia de aprehensión entre las manos se encontró próxima a la significación (dif. = 0,59 kg; ET = 0,293; p = 0,046). En todos los casos (100%) la zona dolorosa correspondía a la región del nervio mediano. La puntuación promedio en el cuestionario DN4 fue de 4,9 síntomas (DT = 2,07), oscilando entre uno y 10. El 76,7% de los pacientes obtuvo una puntuación ≥ 4; los síntomas más frecuentes fueron hormigueo (98,9%) y quemazón (96,7%), y los menos frecuentes, escozor (11%) y alodinia (11%).
EPOC: enfermedad pulmonar obstructiva crónica.
Las puntuaciones promedio en las dimensiones del cuestionario CBD fueron: en la dimensión de intensidad del dolor, 3,2 (DT = 1,8), y en la dimensión de interferencia en las actividades de la vida cotidiana, 2,2 (DT = 1,8). Categorizando por niveles, el 58,9% presentó una intensidad leve (0-3), el 35,6% moderada (4-6) y el 5,6% intensa (7-10). El 87,8% presentó interferencia acusada en la vida cotidiana (5-10). De los 30 pacientes con evaluación de seguimiento poscirugía, todos manifestaron una buena impresión clínica de recuperación funcional posquirúrgica, mientras que el 33,3% refirió que el dolor permanecía, y un 16,7% manifestó padecer hipostesias y parestesias. Con respecto a los 9 pacientes con evaluación antes de la cirugía, todos mantuvieron la presencia de dolor, parestesias e hipoestesias. Validación psicométrica Todos los pacientes emitieron respuestas válidas a todos los ítems de la subescala de severidad. Las respuestas se distribuyeron a través de todas las categorías de respuesta para todos los ítems. Cuatro de los ítems mostraron cierta tendencia a efecto suelo, acumulando entre el 31 y el 42% de las respuestas en la categoría inferior (p1, p2, p7, p11); sin embargo, la siguiente categoría de máxima frecuencia no era la contigua, evidenciando que puede existir un subconjunto de pacientes que no experimentan ese tipo de dolor. También todos los sujetos respondieron a todos los ítems de la subescala de funcionalidad y solo la categoría máxima del ítem 8 no recibió respuesta alguna. En esta ocasión, los ítems 1, 2 y 8 (referentes a la motilidad fina) mostraron un claro efecto suelo, acumulando el 63, 50 y 86% de respuestas en la categoría de respuesta inferior, respectivamente, aunque seguidos siempre con la siguiente máxima frecuencia en la siguiente categoría contigua. La puntuación media en la subescala de severidad fue de 2,76 puntos (DT = 0,84; Mín = 1,18; Máx = 4,91), y en la subescala funcional fue de 2,32 puntos (DT = 0,84; Mín = 1; Máx = 4,25). La correlación entre subescalas fue r = 0,772. El tiempo de respuesta osciló entre 5 y 11 min, con un valor promedio de 8,02 min (DT = 2,203). Todos los pacientes manifestaron entender correctamente todas las preguntas y no encontrar dificultades al responder. La consistencia interna de la subescala de severidad fue muy buena (␣ = 0,909), con un intervalo de confianza al 95% de 0,878-0,934 y una correlación promedio interítems r = 0,475. En cuanto a la subescala de funcionalidad, la consistencia interna fue ligeramente menor (␣ = 0,872), y el intervalo de confianza, de 0,8310,901. La eliminación de cualquiera de los ítems disminuiría la fiabilidad y la correlación promedio interítems fue r = 0,461.
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model
ARTICLE IN PRESS
MEDCLI-3418; No. of Pages 7
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
Para los 21 pacientes que completaron el retest, la correlación test-retest de la subescala de severidad fue r = 0,939, con un CCI = 0,926, demostrando una excelente estabilidad temporal. Por su parte, la subescala funcional obtuvo una correlación r = 0,986 y un CCI = 0,909. El AFE de la subescala de severidad dio lugar a 2 autovalores mayores de uno que explicaron el 66% de la variancia disponible. La prueba de sedimentación mostró un primer autovalor de gran magnitud que explicaba la mayor parte de la variancia (54%), seguido de ˜ La comotros 3 autovalores en disminución paulatina de tamano. paración de las soluciones antes y después de la rotación demostró la presencia de una dimensión común a todos los ítems de la que se segregaba una segunda dimensión que agrupaba (fundamentalmente) la intensidad, la frecuencia y la duración del dolor durante el día. Además, la correlación entre ambas dimensiones fue alta (r = 0,505). En cuanto a la subescala de funcionalidad, el AFE también dio lugar a 2 autovalores mayores que la unidad que explicaban el 66% de la variancia. El gráfico de sedimentación hacía más evidente la existencia de una dimensión prioritaria. La solución obtenida evidenció la presencia de una única dimensión común, de la que se segregaba una segunda dimensión correspondiente a las 3 funciones de motilidad fina (escribir, abrocharse y asearse-vestirse). Las 2 dimensiones mostraron una alta correlación (r = 0,549). Los resultados del AFC mediante la estimación MLMV mostraron el mejor ajuste para 2 estructuras equivalentes: 2 dimensiones relacionadas o 2 dimensiones explicadas por un factor de segundo orden (fig. 2). La subescala de severidad se ajustó adecuadamente a una estructura con una dimensión general de gravedad que correlacionaba sustancialmente (21 = 0,52) con otra dimensión que recoge la sintomatología diurna: p3, p4 y p5, o, de manera equivalente, 2 dimensiones que miden un factor general de gravedad. Todas las saturaciones fueron significativas (p < 0,05) y los estadísticos de bondad de ajuste fueron buenos o aceptables: CFI = 0,944; TLI = 0,928; RMSEA = 0,177; 2 /gl = 3,82; WRMR = 1,130. La estructura de mejor ajuste para la subescala funcional correspondió a una configuración de 2 dimensiones correlacionadas (21 = 0,73), una correspondiente a la motilidad gruesa y otra correspondiente a la motilidad fina: p1, p2 y p8, o la estructura equivalente de 2 factores que saturan en un factor general de funcionalidad
,83 ,83 ,74 ,81 Severidad general
,88 ,91
,83
,89 Severidad ,69 ,63
,96 Severidad diurna
,85 ,82
p1 p2 p6 p7 p8 p9 p10 p11 p4 p5 p3
Figura 2. Solución confirmatoria estandarizada de 2 factores correlacionados para la subescala de severidad.
5
,87 ,86 Motilidad gruesa
,87 ,75
,81 Funcionalidad
,84 ,78
,91 Motilidad fina
,87 ,73
p3 p4 p5 p6 p7 p1 p2 p8
Figura 3. Solución confirmatoria estandarizada de 2 factores correlacionados para la subescala funcional.
(fig. 3). Todas las saturaciones fueron significativas (p < 0,05) y los estadísticos de ajuste fueron buenos o muy buenos: CFI = 0,990; TLI = 0,985; RMSEA = 0,091; 2 /gl = 1,75; WRMR = 0,573. La estimación de máxima verosimilitud arrojó valores similares. La correlación entre la subescala de severidad del BCTQ y el dominio de intensidad del dolor de la CBD fue elevada (r = 0,707), al igual que la correlación entre la subescala funcional y el dominio de interferencia en las actividades cotidianas (r = 0,747). Estas correlaciones fueron ligeramente más elevadas que las obtenidas respecto a la dimensión no concordante conceptualmente (tabla 4). Además, las puntuaciones en las subescalas del BCTQ correlacionaron con el número de síntomas de dolor neuropático de la DN4, siendo ambas correlaciones similares: severidad (r = 0,673) y funcional (r = 0,662). Aunque las subescalas del BCTQ mostraron una correlación alta y significativa (r = 0,77), la correlación no alcanzó a ser perfecta (r > 0,9), apoyando la idea de suficiente validez discriminante entre las 2 dimensiones (ambas subescalas solo comparten un 49% de información). Las correlaciones de las puntuaciones de la escala con las medidas obtenidas mediante el dinamómetro fueron altas y significativas (p < 0,001) para ambas subescalas: severidad (r = 0,77) y funcional (r = 0,75). Los pacientes con discriminación anormal entre 2 puntos presentaron puntuaciones más elevadas en las subescalas de severidad de los síntomas (MS = 3,2; DTS = 0,7) y situación funcional (MF = 2,7; DTF = 0,7) que aquellos con discriminación normal (MS = 2,4; DTS = 0,8; MF = 2,1; DTF = 0,9), siendo significativas ambas diferencias (p < 0,001). Las puntuaciones en las subescalas del BCTQ fueron sensibles a la atrofia muscular, siendo más sensible la subescala funcional. Los pacientes con atrofia muscular moderada o intensa presentaron puntuaciones más elevadas en la subescala de severidad (MS = 3,3; DTS = 0,5) que aquellos con atrofia leve o sin ella (MS = 2,5; DTS = 0,8; p < 0,001). Por su parte, la subescala funcional mostró puntaciones promedio diferentes para los pacientes con atrofia intensa (MF = 3,7; DTF = 0,1), moderada (MF = 2,8; DTF = 0,6) y leve/normal (MF = 2,1; DTF = 0,8), si bien la diferencia entre los grupos de atrofia moderada e intensa no alcanzó la significación (fig. 4). El grado de afectación EMG también se reflejó en las puntuaciones del BCTQ, siendo más sensible la subescala de severidad. Los pacientes con afectación intensa presentaron puntuaciones más elevadas en la subescala de severidad (MS = 3,3; DTS = 0,7) que aquellos con afectación moderada (MS = 2,9; DTS = 0,6) o leve (MS = 1,8; DTS = 0,3), siendo todas las comparaciones significativas (p < 0,05). En la subescala funcional, los pacientes con afectación intensa
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model
ARTICLE IN PRESS
MEDCLI-3418; No. of Pages 7 6
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
Tabla 4 Correlaciones entre las escalas concurrentes Escala
Abreviatura
BCTQ-S
BCTQ-F
CBD-D
CBD-A
DN4
Severidad de los síntomas Situación funcional Intensidad del dolor Interferencia en actividades cotidianas Síntomas neuropáticos
BCTQ-S BCTQ-F CBD-D CBD-A DN4
1 0,772** 0,707** 0,635** 0,673**
0,772** 1 0,720** 0,747** 0,662**
0,707** 0,720** 1 0,629** 0,544**
0,635** 0,747** 0,629** 1 0,500**
0,673** 0,662** 0,544** 0,500** 1
BCTQ: Boston Carpal Tunnel Questionnaire; CBD: Cuestionario Breve de Dolor; DN4: Douleur Neuropatique 4 questions. ** p < 0,01 (bilateral).
(MF = 2,8; DTF = 0,7) presentaron una mayor puntuación promedio que aquellos con afectación moderada (MF = 2,5; DTF = 0,8) y que los que tenían afectación leve (MF = 1,5; DTF = 0,3), si bien la diferencia entre los 2 primeros no alcanzó la significación (p = 0,154). Comparando las puntuaciones pre y postintervención (tabla 5), en la subescala de severidad se observó una reducción promedio S = −2,0 puntos (DT = 0,6; p < 0,001), y en la subescala de funcionalidad, una reducción F = −1,3 puntos (DT = 0,7;
4
3,69
Discusión
3,32
Promedio BCTQ
3,27
2,77
3 2,52 2,09 2
1
0 Normal/Leve
Moderada
Intensa
Grado de atrofia Funcionalidad
Severidad
4 3,28 2,92
Promedio BCTQ
3 2.773 2
˜ del efecto grandes (dS = −3,3 p < 0,001), correspondiendo a tamanos y dF = −1,9, respectivamente). En el grupo de pacientes que fue valorado por segunda vez antes de la intervención quirúrgica, los cambios observados indicaron un ligero empeoramiento, con un cambio promedio S = 0,2 puntos (DT = 0,2; p = 0,03) en la subescala de severidad y F = 0,1 puntos (DT = 0,1; p = 0,18) en ˜ la subescala funcional, correspondiendo a tamanos del efecto ˜ (dS = 0,3 y dF = 0,13). El cuestionario CBD también fue pequenos sensible al efecto de la intervención quirúrgica.
1,77
2,47
1,45 1
0 Leve
Moderada
Intensa
Grado de afectación EMG Funcionalidad
Severidad
Figura 4. . Puntuación promedio en las subescalas de severidad y funcionalidad por el grado de atrofia (arriba) y el grado de afectación electromiográfica (abajo). BCTQ: Boston Carpal Tunnel Questionnaire; EMG: estudio electromiográfico.
El cuestionario BTCQ fue bien aceptado por los pacientes. Todos los participantes fueron capaces de responder a todas las preguntas sin necesidad de ayuda y el tiempo de cumplimentación fue rápido (8 min). El análisis de los ítems individuales mostró un cierto efecto suelo en 3 ítems de la subescala funcional (escribir, abro˜ charse, y banarse y vestirse). Estos ítems corresponden todos a la motilidad fina y evidencian que existe un subconjunto de pacientes que no presentan este tipo de limitaciones o que puede que se hayan adaptado a su situación clínica. Sin embargo, este hecho no afectó a la distribución de las 2 puntuaciones de resumen, ya que en ambos casos se observaron puntuaciones prácticamente de todo el espectro posible. La fiabilidad de las 2 subescalas fue muy buena, con valores para el ␣ de Cronbach próximos a 0,90 en ambos casos. Este hecho apoya la hipótesis de unidimensionalidad de cada subescala, ya que es un requisito para poder llegar a obtener valores tan altos de consistencia interna. La estabilidad de las puntuaciones fue muy buena, alcanzándose una correlación entre administraciones consecutivas de 0,94. Esto quiere decir que el 88% de la variabilidad de las puntuaciones es atribuible a diferencias clínicas entre los pacientes, y tan solo se comete un error de medición próximo al 12% del valor medido. La estructura del cuestionario se vio validada por las soluciones del AFE y AFC. Para ambas subescalas, se observó que la estructura básica correspondía a una dimensión común capaz de explicar todas las correlaciones observadas entre los ítems, pero se obtenía un mejor ajuste cuando se permitía desdoblar la dimensión general en 2 dimensiones correlacionadas entre sí. La subescala de gravedad se puede desdoblar en una dimensión que engloba los síntomas diurnos (intensidad, frecuencia y duración del dolor por el día) y en otra que engloba la sintomatología típicamente neuropática junto con el dolor nocturno. Este desdoblamiento es compatible con una estructura con un factor común de segundo orden que engloba ambas dimensiones y que daría lugar a un ajuste idéntico al obtenido (tras establecer las restricciones necesarias en el modelo para que esté identificado). Sin embargo, los estadísticos de bondad de ajuste apuntan a que existen relaciones particulares entre parejas de ítems debidas a la casuística de los pacientes (no todos los pacientes sienten hormigueo y debilidad de manera simultánea, o dolor durante el día y durante la noche, por ejemplo). Por su parte, la subescala funcional obtiene un ajuste excelente cuando se separan la funcionalidad correspondiente a la motilidad fina
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
G Model MEDCLI-3418; No. of Pages 7
ARTICLE IN PRESS Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2015;xxx(xx):xxx–xxx
7
Tabla 5 Sensibilidad al cambio de las dimensiones de los cuestionarios Boston Carpal Tunnel Questionnaire y Cuestionario Breve de Dolor por grupo de seguimiento Escala
Boston Carpal Tunnel Questionnaire Severidad de los síntomas Situación funcional Cuestionario Breve de Dolor Intensidad del dolor Interferencia en actividades cotidianas
Intervenidos
No intervenidos
Pre
Post
Dif.
Pre1
Pre2
3,35 (0,59) 2,59 (0,69)
1,33 (0,30) 1,29 (0,28)
−2,03 (0,64)** −1,30 (0,69)**
3,05 (0,71) 3,03 (0,82)
3,18 (0,82) 3,14 (0,87)
4,07 (1,87) 2,45 (1,44)
0,82 (0,98) 0,22 (0,40)
3,26 (2,24)** 2,23 (1,38)**
3,78 (1,43) 4,19 (1,84)
4,17 (1,02) 4,51 (1,99)
Dif. 0,18 (0,22)* 0,07 (0,14) −0,39 (0,75) −0,32 (0,94)
Dif.: diferencia de puntuaciones Post − Pre o Pre2 − Pre1. Datos expresados como media (desviación típica). * p < 0,05. ** p < 0,001.
(escribir, asearse, abrocharse) de la motilidad gruesa o de potencia (sujetar libros, abrir tarros, limpiar la casa, acarrear bolsas), pero ambas dimensiones se encuentran muy relacionadas entre sí y también podrían explicarse igualmente como 2 subdimensiones de una dimensión funcional global de segundo orden. Los resultados obtenidos permiten concluir que la estructura propuesta originalmente se reproduce en nuestra muestra de pacientes, y que cada subescala mide un aspecto general de la gravedad y del impacto en la funcionalidad derivadas de la afección del STC. Las mediciones obtenidas por el BCTQ fueron convergentes con las obtenidas mediante otros cuestionarios ya validados al castellano, de uso generalizado y que miden conceptos similares. Las correlaciones con las dimensiones del CBD fueron altas, y también con el número de síntomas de dolor neuropático recogidos por la escala DN4. El hecho de que la correlación entre las dimensiones conceptualmente concordantes del BCTQ y el CBD fuera superior a la observada entre dimensiones divergentes, y que la correlación entre subescalas del BCTQ no sea excesivamente alta, apoyaron la evidencia de validez discriminante. También se confirmó que existían relaciones entre las puntuaciones del BCTQ y otras mediciones clínicas propias del diagnóstico del STC, apoyando la validez de constructo. La correlación con las medidas del dinamómetro fue alta; el instrumento fue capaz de identificar a los pacientes con problemas de discriminación entre 2 puntos, también discriminó a los que tenían atrofia muscular y detectó diferencias según el grado de afectación conforme con la determinación EMG. Por último, la versión castellana del BCTQ también demostró ser sensible a los cambios clínicos, observándose diferencias en las puntuaciones de los pacientes tras la intervención quirúrgica de liberación del atrapamiento. La subescala de gravedad de los síntomas fue en la que se observaron mayores diferencias, con un cambio promedio de −2 puntos (en una escala de 1 a 5), mientras que en la subescala de interferencia funcional el cambio promedio ˜ fue de −1,3 puntos. Ambos cambios corresponden a tamanos del efecto superiores a 0,50, por lo que deben considerarse cambios de gran magnitud. Por el contrario, los pacientes que fueron valorados por segunda vez antes de la intervención quirúrgica no solo no experimentaron mejoría, sino que experimentaron un ligero empeoramiento. ˜ muestral es adecuado para el propósito del Aunque el tamano estudio, no es tan extenso como para asegurar la representatividad epidemiológica, lo que puede haber repercutido en la relativamente baja prevalencia de alguna sintomatología. Financiación El estudio fue financiado mediante una ayuda a la investigación no condicionada de Pfizer, S. L. U.
Conflicto de intereses La validación de la escala se ha realizado con una ayuda a la investigación no condicionada de Pfizer, S. L. U. Anexo. Material adicional Se puede consultar material adicional a este artículo en su versión electrónica disponible en http://dx.doi.org/10.1016/ j.medcli.2015.10.013. Bibliografía 1. Ono S, Clapham PJ, Chung KC. Optimal management of carpal tunnel syndrome. Int J Gen Med. 2010;3:255–61. 2. Bouhassira D, Lantéri-Minet M, Attal N, Laurent B, Touboul C. Prevalence of chronic pain with neuropathic characteristics in the general population. Pain. 2008;136:380–7. 3. Atroshi I, Gummesson C, Johnsson R, Ornstein E, Ranstam J, Rosén I. Prevalence of carpal tunnel syndrome in a general population. JAMA. 1999;282:153–8. 4. Bland JD, Rudolfer SM. Clinical surveillance of carpal tunnel syndrome in two areas of the United Kingdom, 1991-2001. J Neurol Neurosurg Psychiatry. 2003;74:1674–9. 5. National Institute of Neurological Diseases and Stroke (NINDS). Carpal tunnel syndrome fact sheet [consultado Mar 2012]. Disponible en: http://www.ninds.nih.gov/disorders/carpal tunnel/detail carpal tunnel.htm 6. Lozano-Calderón S, Anthony S, Ring D. The quality and strength of evidence for etiology: Example of carpal tunnel syndrome. J Hand Surg. 2008;33A: 525–38. 7. Thurston A, Lam N. Results of open carpal tunnel release: A comprehensive, retrospective study of 188 hands. Aust N Z J Surg. 1997;67:283–8. 8. Katz JN, Losina E, Amick BC 3rd, Fossel AH, Bessette L, Keller RB. Predictors of outcomes of carpal tunnel release. Arthritis Rheum. 2001;44:1184–93. 9. Concannon MJ, Gainor B, Petroski GF, Puckett CL. The predictive value of electrodiagnostic studies in carpal tunnel syndrome. Plast Reconstr Surg. 1997;100:1452–8. 10. Levine DW, Simmons BP, Koris MJ, Daltroy LH, Hohl GG, Fossel AH, et al. A self-administered questionnaire for the assessment of severity of symptoms and functional status in carpal tunnel syndrome. J Bone Joint Surg Am. 1993;75:1585–92. 11. Padua R, Padua L, Romanini E, Aulisa L, Lupparelli S. Versione italiana del questionario “Boston Carpal Tunnel”: valutazioen preliminare. Giorn Ital Ortop Traumatol. 2000;24:121–9. 12. Correia de Campos C, Manzano GM, de Andrade LB, Castelo Filho A, Nóbrega JA. [Translation and validation of an instrument for evaluation of severity of symptoms and the functional status in carpal tunnel syndrome] Portuguese. Arq Neuropsiquiatr. 2003;61:51–5. 13. Schumaker SA, Berzon R. The international assessment of health-related quality of life: Theory, translation, measurement and analysis. Oxford: Rapid Communications of Oxford, Ltd.; 1995. 14. Cleeland CS. Pain assessment in cancer. En: Osoba D, editor. Effect of cancer on quality of life. Boca Raton: CRC Press; 1991. p. 293–305. 15. Bouhassira D, Attal N, Alchaar H, Boureau F, Brochet B, Bruxelle J, et al. Comparison of pain syndromes associated with nervous or somatic lesions and development of a new neuropathic pain diagnostic questionnaire (DN4). Pain. 2005;114:29–36. 16. Schreiber JB, Nora A, Stage FK, Barlow EA, King J. Reporting structural equation modeling and confirmatory factor analysis results: A review. J Educ Res. 2006;99:323–38.
Cómo citar este artículo: Oteo-Álvaro Á, et al. Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire. Med Clin (Barc). 2015. http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013