ARTICLE IN PRESS
Gac Sanit. 2009;23(1):49–54
Original
Validación de la Escala de Independencia Funcional
Pablo Martı́nez-Martı́n a,, Gloria Fernández-Mayoralas b, Belén Frades-Payo a, Fermina Rojo-Pérez b,
Roberto Petidier c, Vicente Rodrı́guez-Rodrı́guez b, Marı́a J. Forjaz d, Marı́a Eugenia Prieto-Flores b y
Jesús de Pedro Cuesta a
a
Centro Nacional de Epidemiologı́a, Instituto de Salud Carlos III, Madrid, España
Centro de Ciencias Humanas y Sociales, Consejo Superior de Investigaciones Cientı́ficas, Madrid, España
c
Servicio de Geriatrı́a, Hospital de Getafe, Madrid, España
d
Escuela Nacional de Sanidad, Instituto de Salud Carlos III, Madrid, España
b
I N F O R M A C I Ó N D E L A R T Í C U L O
R E S U M E N
Historia del artı́culo:
Recibido el 19 de septiembre de 2007
Aceptado el 26 de junio de 2008
Objetivo: Evaluar la calidad psicométrica de un instrumento diseñado para medir la independencia
funcional (Escala de Independencia Funcional, EIF) en varios dominios de actividades de la vida diaria y ser
aplicado por entrevistadores entrenados no expertos en el ámbito sanitario. El estudio se realizó en
población mayor no institucionalizada residente en la Comunidad de Madrid.
Métodos: Estudio transversal de validación. Se aplicaron la EIF, el test de Pfeiffer, la subescala de depresión
de la Hospital Anxiety and Depression Scale, un indicador de comorbilidad, el Índice de Barthel y el EQ-5D, a
población residente en medio comunitario (n ¼ 500) y a pacientes ambulatorios en medio hospitalario
(n ¼ 100) de edad X65 años. Se analizaron los siguientes atributos psicométricos de la EIF: aceptabilidad,
asunciones escalares, consistencia interna, validez de constructo y precisión.
Resultados: La escala resultó totalmente computable en el 94,3% de los sujetos, con efecto techo (60,65%) y
sin efecto suelo (0,22%) en el medio comunitario. En el medio hospitalario no se evidenció efecto suelo ni
techo. La escala mostró asunciones escalares satisfactorias y elevada consistencia interna (correlaciones
ı́tem-total: 0,57–0,91; alfa de Cronbach: 0,94), ası́ como una estructura multidimensional (tres factores;
74,3% de la varianza). Los ı́ndices de validez convergente, interna y para grupos conocidos, al igual que la
precisión (error estándar de la medida: 2,49; intervalo de confianza del 95%: 4,88) resultaron satisfactorios.
Conclusiones: En suma, la EIF es una escala de uso sencillo con atributos métricos apropiados, y su
aplicación por parte de personal no sanitario resulta útil para muestras amplias de individuos mayores no
institucionalizados.
& 2008 SESPAS. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.
Palabras clave:
Escala de Independencia Funcional
Población anciana
Ámbito comunitario
Pacientes ambulatorios
Validación
Validation of the Functional Independence Scale
A B S T R A C T
Keywords:
Functional Independence Scale
The elderly
Community dwelling
Hospital outpatients
Validation
Objective: To assess the psychometric quality of an instrument designed to measure functional
independence (Functional Independence Scale [FIS]) in several activities of daily living domains and to
be applied by trained non-health-related interviewers. The study was carried out in the autonomous region
of Madrid in community-dwelling elders.
Methods: We performed a cross-sectional validation study. In addition to the FIS, Pfeiffer’s questionnaire,
the Depression Subscale of the Hospital Anxiety and Depression Scale, the Comorbidity Index, the Barthel
Index, and EQ-5D were used. These measures were cross-sectionally applied to community-dwelling elders
(n ¼ 500) and outpatients in a general hospital (n ¼ 100) aged X65 years. The following FIS psychometric
attributes were analyzed: acceptability, scaling assumptions, internal consistency, construct validity, and
precision.
Results: A fully computable FIS total score was obtained in 94.3% of the subjects. A ceiling effect (60.65%),
but no floor effect (0.22%) was evident in the community-dwelling elders. No floor or ceiling effects were
detected in the hospital sample. Scaling assumptions and internal consistency were satisfactory (item-total
correlations: 0.57–0.91; Cronbach’s alpha: 0.94). Factor analysis identified three factors that explained
74.3% of the variance. Indexes of convergent, internal, and known-groups validity were satisfactory. The
scale’s precision, determined by the standard error of measurement (2.49; 95%CI ¼ 4.88), was also
satisfactory.
Conclusion: The FIS is an easy-to-use instrument with appropriate metric attributes. This scale can be
usefully applied in broad samples of non-institutionalized elders by non-health related personnel.
& 2008 SESPAS. Published by Elsevier España, S.L. All rights reserved.
Introducción
Desde el punto de vista cientı́fico, el proceso del envejecimiento ha sido abordado con diferentes perspectivas teóricas y
Autor para correspondencia.
Correo electrónico: pmartinez@isciii.es (P. Martı́nez-Martı́n).
disciplinarias, tanto en sus mecanismos como en sus consecuencias sobre el individuo y la sociedad. El envejecimiento de la
población, definido como el incremento de la proporción de
personas de 65 y más años en el conjunto de la población, más
evidente en unas naciones que en otras, es un fenómeno
generalizado e irreversible1,2.
Las iniciativas FORUM y ERA-AGE sobre el envejecimiento
(Comisión Europea, V y VI Programa Marco, respectivamente)
0213-9111/$ - see front matter & 2008 SESPAS. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.
doi:10.1016/j.gaceta.2008.06.007
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revisaron la situación y el estado de los conocimientos en
Genética, Calidad de vida, Longevidad y Demografı́a, además de
Salud y Cuidado social3,4. Siguiendo las recomendaciones del
FORUM, los autores participantes desarrollaron la idea de realizar
un proyecto de investigación sobre aspectos relacionados con
la calidad de vida de las personas mayores en España. La
identificación de los determinantes de la calidad de vida
permitirı́a diseñar estrategias e intervenciones orientadas a
mantener y mejorar la percepción de capacidad, realización y
satisfacción con la vida.
Uno de los determinantes de calidad de vida, tanto global como
relacionada con la salud, es la dependencia5–7, entendida como
pérdida de la autonomı́a personal en algún sentido y condicionada
por discapacidad fı́sica o psı́quica, limitaciones sociales o
económicas, u otras circunstancias. Desde un punto de vista
operativo y conceptual, una persona es dependiente cuando
requiere ayuda de otra para poder desempeñar determinadas
actividades cotidianas. Para evaluar la dependencia de la población diana se diseñó un instrumento, la Escala de Independencia
Funcional (EIF), que debı́a incluir items apropiados para determinar el grado de independencia funcional en población mayor no
institucionalizada (es decir, con un grado de autonomı́a relativamente alto que permite envejecer en casa), en dimensiones
comúnmente consideradas de importancia. Además, debı́a contemplar respuestas relacionadas con la dependencia asociada a
roles sociales de género, y permitir la aplicación mediante
entrevista realizada por profesionales no sanitarios, por lo que
los items tenı́an que ser autoexplicativos.
El presente trabajo tiene por objeto evaluar los atributos
psicométricos de la EIF utilizada en un estudio preliminar sobre
calidad de vida en los mayores llevado a cabo en la Comunidad de
Madrid.
Métodos
Diseño
Estudio transversal de validación, comunitario.
Sujetos
Seiscientos individuos mayores no institucionalizados, pertenecientes a dos grupos: 1) medio comunitario, representativo de
la población diana del estudio principal; 2) un grupo especı́ficamente captado para valorar el rendimiento de la EIF en individuos
con alto grado de discapacidad, constituido por pacientes
ambulatorios del medio hospitalario.
Medio hospitalario
El otro grupo estuvo constituido por 100 pacientes ambulatorios consecutivos, de 65 años o más, atendidos en el Centro de
Dı́a del Servicio de Geriatrı́a o en Consultas de Neurologı́a (dado el
considerable impacto sobre la discapacidad de la patologı́a del
sistema nervioso) del Hospital de Getafe.
El tamaño de ambas muestras se considera apropiado en
términos de potencia estadı́stica para el objeto del estudio.
Evaluaciones
Además de la edad, el sexo y el estado civil, se aplicaron las
siguientes evaluaciones:
– Test de Pfeiffer (Short Portable Mental Status Questionnaire,
SPMSQ)8,9 para detectar y establecer el grado del deterioro
cognitivo en la población mayor. Permite ajustar la puntuación
por nivel educativo. De 0 a 2 errores se considera estado
cognitivo intacto; 3 o 4 errores, deterioro leve; 5 a 7,
moderado; y 8 a 10, deterioro grave.
– Escala de Ansiedad y Depresión de Zigmond (Hospital Anxiety
and Depression Scale, HADS)10,11, desarrollada para detectar
trastornos depresivos y ansiosos en servicios hospitalarios no
psiquiátricos, evitando la superposición con sintomatologı́a
por enfermedad fı́sica. La subescala de depresión (HADS-D),
aplicada en el presente estudio, contiene siete items que
puntúan de 0 (nunca, normal) a 3 (continuo, muy intenso),
considerando ‘‘caso definido’’ una puntuación de 11 o más.
– Indicador de comorbilidad (ICM), inspirado en el CIRS-G12, que
evalúa la existencia de alteraciones en 19 sistemas y aparatos
más una entrada abierta (‘‘Otras’’). La puntuación otorgada a
cada entrada oscila entre 0 (normal) y 4 (problemas muy
graves, de mal pronóstico a corto-medio plazo). Los padecimientos con terapia activa se consideran más graves. El total se
obtiene por la suma de cada ı́tem (máximo, 80 puntos).
– Índice de Barthel (IB)13,14, que evalúa 10 actividades de la vida
diaria. La puntuación total oscila entre 0 y 100 (90 si el sujeto
utiliza silla de ruedas). La dependencia es leve con 91-99
puntos, moderada con 61 a 90, grave con 21 a 60 y total si
resulta menor de 2015.
– EQ-5D16,17, como medida de la calidad de vida basada en
preferencias. Consta de tres partes: 1) descriptiva, con cinco
items con tres niveles de respuesta (desde 1, no hay problemas
o sı́ntomas, hasta 3, problemas o sı́ntomas graves), que pueden
generar 243 perfiles de salud diferentes, a cada uno de los
cuales se asigna una ‘‘tarifa social’’ (preferencia) disponible en
el Manual del Usuario; 2) pregunta sobre el estado de salud en
los últimos 12 meses; y 3) escala visual analógica para valorar
el estado de salud actual (desde 0, el peor estado de salud
imaginable, hasta 100, el mejor estado de salud imaginable).
Medio comunitario
Se realizó una encuesta presencial a 500 sujetos de 65 años
o más, residentes en vivienda familiar en la Comunidad
de Madrid, en el año 2005. Sobre un universo de 959.993
personas (Instituto de Estadı́stica, Comunidad de Madrid. Padrón
Continuo de Habitantes, 2004) se llevó a cabo un muestreo
aleatorio estratificado con afijación proporcional al tamaño de
cada estrato (error permitido 4,4% para una pp0,05 con una
confianza del 95%). Los estratos se establecieron por sexo
(hombre, mujer), edad (65–74 años, 75–84 y 85 y más) y tamaño
del área de residencia basado en la zonificación estadı́stica del
Instituto de Estadı́stica de la Comunidad de Madrid, con un total
de 42 estratos.
La EIF consta de cuatro subescalas, correspondientes a tres
capı́tulos o dominios fundamentales del componente de Actividades y Participación de la discapacidad estructurada según la
Clasificacion Internacional del Funcionamiento, de la Discapacidad y de la Salud de la OMS18: cuidado personal (seis items),
tareas domésticas (seis items), movilidad dentro de la casa (cinco
items) y movilidad exterior (seis items). Las opciones de
puntuación para cada ı́tem son: 1 ¼ no puede realizar la actividad
y otra persona debe hacerla por usted; 2 ¼ necesita ayuda para
realizar la actividad; 3 ¼ puede realizar la actividad sin ayuda.
Para los items de tareas domésticas se añade una opción: 0 ¼ no
ha realizado la actividad nunca. La puntuación de cada subescala
se obtiene como suma de las puntuaciones de sus items, y la
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puntuación total de la EIF por la suma de las puntuaciones de las
subescalas (rango: 23–69 puntos; 17–51 si nunca hizo tareas
domésticas). Tal diseño pretende proporcionar una medida
comprehensiva y equilibrada entre las dimensiones a medir,
según tendencias actuales ampliamente consensuadas18.
Para diseñar la EIF se revisó la bibliografı́a sobre instrumentos
al uso para medir la capacidad funcional, sin encontrar una escala
validada en España que cumpliera los objetivos deseados.
Finalmente se decidió partir de la medida utilizada en la Encuesta
Nacional de Salud de España de 1993 (27 items)19–21, utilizada
como una de las primeras fuentes para estimar la discapacidad y
la dependencia en la población mayor española22. Para la
modificación coherente de los items de partida se evaluaron
también otros instrumentos, como el Índice de Barthel13 y el
ı́ndice de Katz23 (capacidad en actividades básicas y autocuidado),
la Escala de Townsend adaptada por Bowling24, y la evaluación de
las actividades instrumentales del Cuestionario de Evaluación
Funcional Multidimensional OARS25,26. De esta forma, los siete
aspectos dedicados al cuidado personal fueron refundidos en seis;
los 12 sobre tareas domésticas se redujeron también a seis; ocho
sobre movilidad fueron completados hasta 11, para conseguir
cinco relativos a desplazamientos en el interior de la casa y seis
relativos a la movilidad en el exterior. Además, en cada subescala
se incluyó un ı́tem concerniente a la capacidad cognitiva para
realizar la actividad.
Todas las evaluaciones en el ámbito comunitario fueron
realizadas por encuestadores certificados tras entrenamiento. En
el medio hospitalario, las escalas las aplicaron un especialista en
geriatrı́a (RP) y una neuropsicóloga con experiencia (BFP). La
puntuación del ICM para cada sujeto fue otorgada por un médico
(PMM) sobre los cuadernos de recogida de datos.
Aspectos éticos
Todos los encuestados fueron informados acerca de los
objetivos y los requerimientos del estudio, asegurándoles la
confidencialidad de los datos según la Ley Orgánica 15/1999 y
modificaciones posteriores. El estudio fue aprobado por el Comité
Ético de Investigación del Instituto de Salud Carlos III.
Análisis de los datos
Se analizaron las siguientes propiedades psicométricas de la
EIF:
– Aceptabilidad: se determinó por la distancia entre media y
mediana (lı́mite arbitrario: 10% de la puntuación máxima),
efectos suelo y techo (lı́mite aceptable: 15%)27 y asimetrı́a
(skewness, lı́mites aceptables: 1 a +1)28.
– Asunciones escalares: se analizaron mediante correlación
ı́tem-total corregida, admitiendo como lı́mite mı́nimo aceptable un valor de 0,3029. En el análisis de validez convergente
de los items (multitrait analysis), éstos deben mostrar correlaciones más altas (+2 veces el error estándar del coeficiente de
correlación) con su propia subescala que con otra30.
– Consistencia interna: determinada por el coeficiente alfa de
Cronbach (lı́mite inferior aceptable: 0,70)29,31, el coeficiente de
homogeneidad de los items (lı́mite inferior aceptable: 0,30)32 y
el análisis factorial exploratorio (método de los componentes
principales, rotación varimax), informa sobre la validez de
constructo29. Se hipotetizó que los factores replicarı́an la
división en subescalas de la EIF, aunque con superposición
parcial en los aspectos relacionados con la movilidad.
– Validez convergente con otras medidas aceptadas para el
mismo constructo o constructos relacionados: se hipotetizó a
51
priori que la correlación entre EIF e IB serı́a alta (r40,50); con
SPMSQ, HADS-D, ICM y EQ-5D serı́a moderada (r ¼ 0,35–0,50),
y con la edad (interpretación de los coeficientes según Luo
et al, 2005)33 baja (r ¼ 0,20–0,34). Debido a la distribución de
los datos se utilizó el coeficiente de correlación de Spearman,
también aplicado para establecer la validez interna de la EIF
(estándar, r ¼ 0,30–0,70)34.
– Validez para grupos conocidos: se exploró si la EIF diferenciaba
entre sexos (¿más dependencia en mujeres?), grupos de edad
(¿más dependencia en mayores?) y por grado de discapacidad
(¿más dependencia en individuos más discapacitados?), y se
determinó mediante las pruebas de Mann-Whitney y KruskalWallis (diferencias significativas con po0,05). Para explorar la
precisión de la medida se calculó el error estándar de la medida
[EEM ¼ DE O(1rxx), siendo DE la desviación estándar y rxx
el coeficiente de fiabilidad]31,35.
Resultados
Se incluyeron en el estudio 600 pacientes (500 del medio
comunitario y 100 ambulatorios hospitalarios). Un sujeto de la
comunidad fue descartado por datos perdidos en diversas
variables, y tres hospitalarios por tener una edad inferior a 65
años. Por tanto, finalmente los datos se refieren a 596 sujetos.
La edad del conjunto fue de 75,577,32 años (rango: 65–97),
resultando significativamente mayor en los del medio hospitalario
(78,0478,30 frente a 75,0077,02; po0,001). La mayorı́a eran
mujeres (60,2%) y predominaban las personas casadas (51,3%) o
viudas (40,7%), sin diferencias significativas por procedencia de la
muestra. Dieciséis individuos (2,72%) no habı́an realizado nunca
tareas domésticas. La tabla 1 muestra los estadı́sticos descriptivos
de las medidas aplicadas en el estudio.
La EIF fue totalmente computable en el 94,3% de los sujetos de
la muestra total (93,2% del medio comunitario y 100% del
hospitalario). Media y mediana se situaron a una diferencia de
6,85 puntos (9,92% del máximo posible). En la comunidad, la EIF
mostró efecto techo (60,65%) sin efecto suelo (0,22%), mientras
que en las consultas del hospital no se evidenció efecto suelo ni
techo (amboso2,1%). La asimetrı́a fue de –2,2 para el medio
comunitario y de 0,75 para el hospitalario.
Las correlaciones ı́tem-total oscilaron entre 0,57 y 0,91
(tabla 2). En el escalado multirrasgo, 83 correlaciones (90,2%)
mostraron adecuada validez convergente de los items con sus
propias subescalas (72,8% absoluta, 17,4% probable), mientras que
nueve correlaciones (9,8%) resultaron más altas con dimensiones
distintas a la propia (tabla 3).
El ı́ndice alfa de Cronbach mostró los siguientes valores: EIF,
0,94 (0,90 en el medio comunitario y 0,94 en el hospitalario);
cuidado personal, 0,87; tareas domésticas, 0,95; movilidad dentro
de la casa, 0,83; y movilidad exterior, 0,95. El coeficiente de
homogeneidad de los items para las respectivas subescalas resultó
0,89, 0,74, 0,53 y 0,76.
El análisis factorial identificó tres factores que explicaban el
74,3% de la varianza. El factor 1 (autocuidado y movilidad) estuvo
integrado por tres items de cuidado personal (ducharse, cortarse
las uñas, tomar medicación), tres de movilidad dentro de casa
(entrar/salir de la bañera, utilizar el teléfono, quedarse solo por la
noche) y todos los de movilidad exterior. El factor 2 correspondió a
tareas domésticas y el factor 3 a actividades básicas de la vida
diaria (asearse, vestirse, comer, desplazarse por la casa, levantarse/acostarse). Un ı́tem (administrar su propio dinero) cargó con
valores similares (0,48 y 0.50) en los factores 1 y 3. La correlación
entre factores fue de 0,37 (factor 2 con factor 3) a 0,73 (factor 1
con factor 3).
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Tabla 1
Estadı́stica descriptiva de las medidas utilizadas
Muestra total
Muestra comunitaria (n ¼ 499)
Muestra hospitalaria (n ¼ 97)
Media (DE)a
Mı́n-Máxb
Media (DE)a
Mı́n-Máxb
Media (DE)a
Mı́n-Máxb
Test de Pfeiffer (SPMSQ)c
HADSd, depresión
Índice de comorbilidad
Índice de Barthel
EQ-5D, tarifa
EQ-5D, ‘‘termómetro’’
0,59
4,39
3,97
92,99
0,79
66,40
(0,95)
(4,16)
(3,36)
(14,08)
(0,26)
(17,38)
0-4
0-20
0-20
20-100
0,57-1
10-100
0,37
3,80
2,75
96,09
0,86
67,3
(0,62)
(3,68)
(1,19)
(9,42)
(0,21)
(16,13)
0-4
0-20
0-5,65
20-100
0,07-1
10-100
1,70
7,46
10,21
77,06
0,49
61,84
(1,42)
(5,07)
(3,93)
(21,50)
(0,31)
(22,31)
0-4
0-20
2-20
20-100
0,57-1
10-100
Escala de Independencia Funcional
Cuidado personal
Tareas domésticas
Movilidad en casa
Movilidad exterior
Total
16,90
14,41
14,32
16,41
62,15
(2,08)
(5,43)
(1,53)
(2,90)
(10,16)
17,51
15,46
14,73
17,28
65,24
(1,22)
(4,88)
(0,94)
(1,90)
(6,65)
13,85
9,10
12,28
12,10
47,35
(2,73)
(5,00)
(2,20)
(3,17)
(11,07)
6-18
0-18
6-15
6-18
21-69
6-18
0-18
6-15
6-18
24-69
6-18
0-18
6-15
6-18
21-68
a
DE: desviación estándar.
Mı́n-Máx: mı́nimo-máximo.
c
SPMSQ: Short Portable Mental Status Questionnaire.
d
HADS: Hospital Anxiety and Depression Scale.
b
Tabla 2
Correlación ı́tem-total de la Escala de Independencia Funcional
Actividades
Cuidado personal
Asearse (lavarse, peinarse, afeitarse)
Ducharse, bañarse
Cortarse las uñas de los pies
Vestirse, desvestirse
Comer (cortar la comida e introducirla en la boca)
Tomar medicación (recordar dosis y momento)
Tareas domésticas
Hacer la compra (comprar comida, ropay)
Preparar la comida (desayuno, comiday)
Limpiar la casa (barrer, fregar el suelo, fregar los platosy)
Hacer la cama (cambiar las sábanasy)
Lavar la ropa
Administrar su propio dinero (pagar recibos, tratar con el
bancoy)
Correlación
ı́tem-total
0,64
0,81
0,69
0,77
0,63
0,74
0,87
0,90
0,90
0,91
0,90
0,57
Movilidad dentro de casa
Desplazarse por la casa
Entrar o salir de la bañera
Levantarse, acostarse
Utilizar el teléfono (buscar un número y marcar)
Quedarse solo/a por la noche
0,63
0,69
0,65
0,61
0,66
Movilidad exterior
Salir de casa, salir a la calle
Subir y bajar escaleras
Utilizar el transporte público (autobús, metro, taxiy)
Andar durante una hora seguida
Ir al médico
Hacer gestiones
0,82
0,78
0,90
0,83
0,91
0,85
La puntuación total de la EIF se correlacionó estrechamente
con el ICM, el IB y el ı́ndice EQ-5D (|rS| ¼ 0,54–0,60), de forma
moderada con la HADS-D (rS ¼ 0,43) y débilmente con el SPMSQ
y la escala visual analógica del EQ-5D (|rS| ¼ 0,31–0,32) (tabla 4).
Las dimensiones de la EIF mostraron, globalmente, un patrón
similar, mostrando la correlación más baja (rS ¼ 0,27) entre tareas
domésticas y SPMSQ, y la más alta (rS ¼ 0,65) entre movilidad,
tanto dentro de casa como en el exterior, con IB e ICM,
respectivamente (tabla 4). La correlación entre la EIF y la
edad fue baja (rS ¼ 0,30). Entre los ı́tems del EQ-5D y las
dimensiones de la EIF relacionadas se hallaron los siguientes
valores: cuidado personal, rS ¼ 0,61; movilidad, rS ¼ 0,52
(dentro de la casa) y 0,61 (exterior); actividades cotidianas,
rS ¼ 0,62 (cuidado personal), 0,51 (tareas domésticas) y 0,64
(movilidad exterior).
La correlación entre dominios de la EIF mostró valores de 0,56
(cuidado personal con tareas domésticas) a 0,85 (movilidad
dentro de casa con movilidad exterior).
La puntuación total de la EIF difirió significativamente entre
sexos (hombres: 61,05710,51; mujeres: 62,9079,87; MannWhitney, po0,05), aunque esta diferencia se invirtió cuando se
excluyeron las actividades domésticas (48,575,6 y 47,176,5,
respectivamente; p ¼ 0,004); por grupos de edad (o75 años,
63,879,2; 75–84 años, 61,7710,2; X85 años, 58,0711,5) y por
categorı́as de dependencia según el IB15 (Kruskal-Wallis,
po0,0001 en ambos casos) (tabla 5). También se observaron
diferencias significativas entre los individuos totalmente independientes (IB ¼ 100) y aquellos con algún grado de dependencia
(IBo100) (66,0475,67 frente a 53,62712,40; Mann-Whitney,
po0,0001).
El EEM de la EIF fue 2,49 [intervalo de confianza del 95%
(IC95%): 4,88) para la muestra total (EEM ¼ 2,10 e IC95% ¼ 4,12
en el medio comunitario; EEM ¼ 2,71 e IC95% ¼ 5,31 en el
hospitalario).
Discusión
Las escalas habitualmente utilizadas para evaluar la capacidad
funcional valoran actividades básicas de la vida diaria o áreas
afectadas funcionalmente en determinados procesos patológicos,
o requieren ser aplicadas por un profesional de la salud. La EIF se
diseñó para evitar en lo posible estos inconvenientes y permitir su
aplicación en encuestas amplias.
La muestra del medio comunitario incluida en el estudio se
considera representativa de la población general mayor no
institucionalizada de la Comunidad de Madrid. Por el contrario,
la del medio hospitalario es una muestra seleccionada entre la
población mayor de la Comunidad de Madrid no institucionalizada que puede requerir asistencia fuera de la atención primaria y
los consultorios de salud mental por su situación de salud. De este
modo se cubre el espectro de situaciones funcionales esperables
en las circunstancias de utilización para las cuales fue creada la
EIF, cuya sencillez y aplicabilidad permiten su uso por encuestadores entrenados sin que se produzca una pérdida relevante de
datos. Este aspecto resulta de interés para una medida utilizable
en encuestas de población.
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53
Tabla 3
Escalado multirrasgo de los items de la Escala de Independencia Funcional
2SEr ¼ 0.082. ‘‘Éxitos’’: 72,8%; ‘‘Éxitos probables’’: 17,4% (subrayado); ‘‘Fracasos’’: 9,8% (subrayado y negrita).
Tabla 4
Validez convergente de la Escala de Independencia Funcional
Escala de Independencia Funcional
1. Cuidado personal
2. Tareas domésticas
3. Movilidad dentro de casa
4. Movilidad Exterior
SPMSQa
HADSb depresión
Índice comorbilidad
Índice Barthel
EQ-5D tarifa
EQ-5D termómetro
0,31
0,33
0,27
0,38
0,36
0,43
0,41
0,38
0,40
0,44
0,54
0,62
0,42
0,59
0,65
0,60
0,64
0,49
0,65
0,64
0,55
0,59
0,44
0,57
0,64
0,32
0,32
0,29
0,29
0,35
Coeficientes de correlación de Spearman. Todos po0,0001 (Bonferroni, po0,001).
a
SPMSQ: Short Portable Mental Status Questionnaire.
b
HADS: Hospital Anxiety and Depression Scale.
Tabla 5
Puntuaciones de la Escala de Independencia Funcional por categorı́as de
dependencia basadas en el Índice de Barthela
Puntuación Índice Barthel
Grado dependencia
Puntuación EIFb
100
91–99
90–61
21–60
o20
Independencia total
Leve
Moderada
Grave
Dependencia total
66,075,7
60,776,5
56,5710,1
36,576,6
24,773,2
a
Shah et al. J Clin Epidemiol 1989;42:703–9.
EIF: Escala de Independencia Funcional (media7desviación estándar). Test
de Kruskal-Wallis, p ¼ 0,0001.
b
Como consecuencia de la buena situación funcional de una
gran proporción de los sujetos en el medio comunitario, la EIF
mostró efecto techo, pero no ocurrió ası́ en el medio hospitalario,
donde la distribución de las situaciones funcionales abarcó
prácticamente todo el rango de posibilidades. El comportamiento
del IB en este sentido fue similar, aunque este ı́ndice también
mostró un ligero efecto techo en el medio hospitalario (17,53%).
Los ı́ndices relacionados con asunciones escalares y consistencia interna de la EIF superaron los valores umbral considerados
como mı́nimo aceptable, alcanzando el coeficiente de fiabilidad
de la EIF y de dos subescalas (tareas domésticas y movilidad
exterior) un valor apropiado para comparaciones individuales
(alfa de Cronbach ¼ 0,90–0,95)31. Las otras dos subescalas superaron ampliamente el estándar de 0,70 para comparaciones de
grupos.
La EIF es multidimensional y cabe destacar: 1) la asociación
existente entre los factores 1 y 3, que contienen actividades
relacionadas, pero no superponibles (más exigentes las del factor
1); 2) la independencia de tareas domésticas; y 3) la relevancia de
los tres factores identificados, que dieron cuenta de tres cuartas
partes de la varianza.
Según las hipótesis planteadas, la EIF se asoció estrechamente
con el IB, la otra medida incluida en el estudio para valorar la
capacidad funcional. También mostró una fuerte asociación con
otros ı́ndices (ICM y EQ-5D), con los cuales se habı́a previsto una
correlación moderada. No obstante, considerando el contenido de
estos instrumentos, dicha relación se considera razonable y refleja
la influencia de la acumulación de patologı́a en el deterioro del
ARTICLE IN PRESS
54
P. Martı́nez-Martı́n et al / Gac Sanit. 2009;23(1):49–54
grado de independencia, ası́ como la relación entre éste y la
calidad de vida relacionada con la salud, respectivamente.
La EIF mostró capacidad para discriminar entre grupos
categorizados por sexo (mayor independencia en hombres cuando
se excluyen las tareas domésticas), edad (menor independencia en
edades más avanzadas) y grado de dependencia basado en el IB (a
mayor discapacidad mayor dependencia). Es destacable la relación
entre la EIF y el IB teniendo en cuenta la diferencia estructural
entre ambas medidas, como la ausencia de evaluación de tareas
domésticas en el IB.
Finalmente, el EEM, que relaciona la consistencia interna con la
precisión y la sensibilidad al cambio, sugiere que la EIF es una
escala sensible y que su umbral para considerar una diferencia o
un cambio como real se puede situar en 4,9 puntos (con una
confianza del 95%)27,35. Esta magnitud es próxima a 1/2 DE de la
puntuación total de la EIF (5,1 puntos), criterio genérico propuesto
como mı́nima diferencia importante36. Una variación de 5,1
puntos supone el 7,4% o 10% de la puntuación total de la EIF e
indica una sensibilidad satisfactoria de la medida.
Entre las escalas validadas en España, el ı́ndice de Barthel13 y el
de Katz23 contienen items relativos a actividades básicas de la
vida diaria, movilidad y control de esfı́nteres. La medida de la
independencia funcional26,37 contiene 18 items sobre discapacidad y fue diseñada para evaluar áreas de disfunción especı́fica en
pacientes con trastornos neurológicos, musculoesqueléticos o de
otro tipo. Todas estas medidas han de ser administradas por
profesionales sanitarios.
La EIF pretende evaluar el grado de independencia funcional de
la población mayor no institucionalizada, que posee una autonomı́a relativamente alta. Por tanto, minimiza la inclusión de items
sobre autocuidado, pues se supone una baja incidencia de estos
problemas, y maximiza los aspectos de movilidad (dentro y fuera
del hogar), aportando un enfoque más social y de interrelación. La
EIF es un instrumento sencillo, utilizable por encuestadores no
sanitarios entrenados, comprensible para la población diana, corto
(puede utilizarse con otros cuestionarios), equilibrado en dimensiones y con items que consideran la interrelación del individuo
con su entorno fı́sico y social (administración de dinero, utilización de transporte público, acudir al médico, hacer gestiones).
Como limitaciones del estudio hay que señalar que los
resultados expuestos provienen de un estudio transversal, por lo
cual no se dispone de información sobre la estabilidad de la
medida, la sensibilidad al cambio ni la validez longitudinal. No
obstante, su diseño y los datos referidos sugieren que estas
caracterı́sticas también pueden resultar satisfactorias.
En resumen, la EIF es una escala de uso sencillo que muestra
atributos métricos apropiados y puede resultar útil para su
aplicación por profesionales no sanitarios en muestras amplias
de individuos mayores no institucionalizados.
Agradecimientos
Estudio financiado por la Dirección General de Universidades e
Investigación de la Comunidad de Madrid (Plan Regional I+D+I.
Ref. 06/HSE/0417/2004) y por el Plan Nacional I+D+I del Ministerio
de Ciencia y Tecnologı́a (Ref. BSO2003-00401).
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