Los datos proceden de una muestra de 1106 personas de 60 y más años de edad no institucionalizadas en España (CadeViMa-España), obtenida a partir del Padrón Municipal de Habitantes15. Todas las evaluaciones se recogieron mediante entrevista. Se incluyó el Short Portable Mental State Questionnaire16 para excluir personas con sospecha de deterioro cognitivo.

El cuestionario DUFSS9 recoge la opinión sobre la disponibilidad de otras personas para ofrecer ayuda en las dificultades, habilidades en las relaciones sociales y comunicación empática y emotiva. Consta de 11 ítems que se contestan mediante una escala de 1 a 5 puntos, donde las puntuaciones altas representan un mayor apoyo social. La escala tiene dos dimensiones: confidencial y afectiva. Es un instrumento validado para España en población general7 y en población socioeconómicamente deprimida12.

La Escala de Soledad10 valora la percepción subjetiva individual de la participación social o el aislamiento en población mayor. La versión en español se obtuvo tras un proceso de traducción-retrotraducción y adaptación cultural, con la participación de traductores expertos bilingües. Se distinguen dos componentes: soledad emocional y soledad social. Consta de seis ítems en su versión abreviada10, que se puntúan en una escala de 0 a 2, aunque posteriormente se recodifica como dicotómica (0 o 1). La escala total indica un mayor sentimiento de soledad con las puntuaciones altas (de 0 a 6).

Tanto el DUFSS como la Escala de Soledad pueden puntuarse como escala total o por subescalas.

Se recogieron datos sociodemográficos incluyendo edad (60-69, 70-79 y 80+ años), sexo, estado civil (con pareja o sin pareja), forma de vida (no vive solo o vive solo) y situación laboral (económicamente activos, jubilados, amas de casa y otros pensionistas no jubilados). Además, se aplicaron las siguientes escalas: Personal Wellbeing Index (PWI)17, subescala de Depresión de la Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS-D)18, Índice de Capacidad Funcional de Barthel19, número de problemas crónicos de salud (Cumulative Illness Rating Scale for Geriatrics adaptada)20 y el índice EQ-5D para medir el estado de salud21.

Se analizaron las propiedades psicométricas del cuestionario DUFSS y de la Escala de Soledad y sus subescalas, utilizando la metodología de la teoría clásica de los tests. Como los estudios de validación del DUFSS no presentan una única estructura factorial7,9,12, se agruparon los ítems en subescalas según el análisis factorial exploratorio (AFE). La calidad y la aceptabilidad de los datos (grado en que la medida es aplicable en el contexto previsto) se midieron mediante el número de datos computables (criterio estándar: > 90%)22, el rango observado y posible de la escala, las diferencias entre media y mediana (estándar arbitrario, ≤10% de la puntuación máxima)23 y el efecto suelo y techo (<15%)24. Las asunciones escalares (agrupación correcta de los ítems en la escala) se comprobaron mediante el coeficiente de correlación ítem-total corregido (CCIT >0,30)25. Para la consistencia interna (hasta qué punto las puntuaciones son consistentes y estables) se usaron la correlación interítems (≥0,30), el coeficiente de homogeneidad de los ítems (≥0,30)26 y el α de Cronbach (≥0,70)27. Se realizó un AFE con el método de ejes principales y rotación promax. Para estudiar la validez de constructo (si realmente las escalas miden el constructo para el que fueron diseñadas) se analizaron la validez convergente, interna y discriminativa de las escalas. A partir de la literatura que indica que a mayor apoyo social y menor soledad se espera mayor bienestar10, se hipotetizó una correlación moderada y negativa entre el DUFSS y la Escala de Soledad, y de ambos con el resto de las escalas que valoran constructos relacionados, tales como el bienestar personal, la calidad de vida relacionada con la salud y la depresión (PWI, EQ-5D y HADS-D, respectivamente). Se esperó que el DUFSS y sus subescalas se correlacionaran de manera positiva y moderada con el PWI y el índice EQ-5D, y de manera moderada y negativa con la HADS-D. Se planteó que la Escala de Soledad y sus subescalas se correlacionarían de manera negativa y moderada con el PWI y el índice EQ-5D, y que la correlación con la HADS-D sería moderada y positiva. Se utilizó el coeficiente de correlación de Spearman con los siguientes criterios: correlación moderada, 0,35-0,49; y correlación alta, ≥0,5028. La validez interna se determinó por la correlación entre sus dominios, considerándola satisfactoria con valores entre 0,30 y 0,7029. Para la validez discriminativa se utilizaron las pruebas de Mann-Whitney o Kruskal-Wallis para averiguar si las escalas podían detectar diferencias entre grupos según sexo y edad, estado civil, forma de vida, Índice de Barthel (dos categorías: 100, no discapacidad; demás valores, alguna discapacidad) y comorbilidad (presencia o ausencia de problemas de salud). Se probaron las siguientes hipótesis: menor apoyo social y mayor soledad en las mujeres, personas de mayor edad, sin pareja, que viven solas, con mayor discapacidad medida con el Índice de Barthel y con algún problema de salud1. La precisión se estimó mediante el error estándar de medida (EEM = DE × 1−rx, donde DE es la desviación estándar y rx la medida de fiabilidad)27. Se estableció como criterio para el EEM ≤1/2·DE30.

También se examinaron las propiedades de las escalas mediante análisis Rasch14. El modelo Rasch sitúa la dificultad de los ítems (nivel de soledad y apoyo social representado por el ítem) y la aptitud de las personas (soledad y apoyo social percibido) en una escala lineal. El modelo utilizado para ítems politómicos fue el de crédito parcial, según el test likelihood-ratio31. Se considera un buen ajuste si los residuos de los ítems y de las personas siguen una distribución normal estandarizada, con una diferencia χ2 con corrección de Bonferroni no significativa entre los datos y el modelo Rasch. El índice de fiabilidad, medido a través del Person Separation Index (PSI), debe tener un valor ≥0,7 para comparación de grupos y ≥0,85 para uso individual32. Para el análisis Rasch se siguió un proceso iterativo descrito previamente32. Si las probabilidades de las categorías de los ítems (umbrales) se encuentran desordenadas, pueden agruparse con las opciones de respuesta adyacentes. Mediante el análisis del funcionamiento diferencial del ítem (DIF) se analiza si los ítems están sesgados por sexo, edad (tres grupos) y estado civil. La ausencia de dependencia local entre ítems se cumple si en la matriz de correlaciones de los residuos las correlaciones son más bajas que 0,30. Por último, la unidimensionalidad se comprueba comparando mediante un test t de independencia las estimaciones de dos grupos de ítems (con cargas positivas o negativas en el análisis de componentes principales de los residuos), y se espera que el límite inferior del intervalo de confianza de la binomial no sea mayor de 0,0533. Como el análisis Rasch con muestras de gran tamaño puede mostrar significación estadística con pequeñas desviaciones del modelo Rasch, se tomó una submuestra aleatoria de 300 personas34.

Se utilizaron los programas PASW17 y Rumm202035.

La tabla 2 presenta los resultados del análisis psicométrico relativos al cuestionario DUFSS y sus dos dimensiones. Las respuestas computables de la escala total fueron del 91,5%, con una media ± DE = 44,95 ± 8,97 (rango: 11-55) y una diferencia entre media y mediana del 1,91%. El CCIT fue de 0,65-0,84. La correlación interítems mostró un rango de 0,47-0,86, con un índice de homogeneidad de los ítems de 0,62 y un α de Cronbach de 0,94. El AFE (tabla 3) identificó dos factores (varianza explicada: 73,8%), que agruparon, de mayor a menor peso, los ítems 7, 8, 6, 5, 4, 11 y 10 en el primero (apoyo confidencial), y los ítems 2, 1, 9 y 3 en el segundo (apoyo afectivo). La correlación de las dos subescalas fue de 0,76. La escala total y las subescalas mostraron una correlación moderada con el PWI (rango: 0,33-0,40) y con la HADS-D (rango: -0,37 a -0,35), y una correlación alta con la Escala de Soledad (rango: -0,41 a -0,59). Las puntuaciones del DUFSS fueron significativamente menores en las mujeres, las personas sin pareja, las que viven solas y aquellas con mayor discapacidad (p <0,05). Las subescalas presentaron las mismas diferencias, excepto la de apoyo confidencial, que no mostró diferencias por sexo. El EEM fue de 2,18 (1/2 DE = 4,5).

Un primer análisis Rasch mostró que la escala no era unidimensional, y se identificaron dos dimensiones: apoyo confidencial (ítems 4, 5, 6, 7, 8 y 10) y apoyo afectivo (ítems 1, 2, 3, 9 y 11). Como el ítem 2 (recibo ayuda en asuntos relacionados con mi casa) mostró problemas en la ordenación de las categorías de respuesta, se agruparon las categorías 1 y 2. La tabla 4 muestra los estadísticos de los residuos del modelo final. Se comprobó la unidimensionalidad de cada dimensión, con independencia local entre ítems y ausencia de DIF. En la figura 1 se observa la distribución de los sujetos y de la dificultad de los ítems para la dimensión de apoyo confidencial (media ± DE = 2,422 ± 2,384), que muestra un efecto techo. La distribución de la dificultad de los ítems y de los sujetos (media ± DE = 0,818 ± 1,308) para la dimensión de apoyo afectivo no presenta efecto techo o suelo (fig. 2). Los resultados del análisis Rasch se presentan en la tabla 5.

Figura 1.

Distribución de los sujetos y de las puntuaciones de los ítems en la dimensión de apoyo confidencial del cuestionario DUFSS.

Nota: Las frecuencias de las personas se sitúan en la mitad de la izquierda del gráfico, y la distribución de las puntuaciones de los ítems en la parte derecha. El primer umbral del ítem 6 (ítem 06.1: hablar de problemas de trabajo o casa) presentó los niveles de apoyo confidencial más bajos, mientras que el cuarto umbral del ítem 10 (ítem 10.4: recibir consejos) representó el nivel más alto.

(0.12MB).

Figura 2.

Distribución de los sujetos y de las puntuaciones de los ítems en la dimensión de apoyo afectivo del cuestionario DUFSS.

Nota: En la parte izquierda del gráfico se encuentran las frecuencias de las personas, y en la parte derecha la distribución de las puntuaciones de los ítems. La puntuación de los ítems con grados de dificultad más bajos fue el primer umbral de los ítems 1 (ítem 01.1: recibir visitas), 2 (ítem 02.1: recibir ayuda en casa) y 9 (ítem 09.1: recibir invitaciones para distraerse y salir). El cuarto umbral del ítem 1 (ítem 01.4: recibir visitas) representó el nivel más alto.

(0.1MB).

En la tabla 2 pueden verse los resultados del análisis psicométrico de la Escala de Soledad y sus subescalas. El 99,7% de los datos fue computable, con un media ± DE = 1,92 ± 1,83 (rango: 0-6) para la escala total. El rango del CCIT fue de 0,32-0,66 y la correlación interítems de 0,16-0,76, con un índice de homogeneidad de 0,36 y un α de Cronbach de 0,77. El AFE identificó dos factores, que explicaron el 67,7% de la varianza. Un factor agrupó los ítems de soledad emocional y el otro los de soledad social. La correlación de las dos dimensiones de la escala fue de 0,34. La escala total (soledad emocional y soledad social) mostró una correlación moderada con el PWI (rango: -0,36 a -0,43) y la HADS-D (rango: 0,29-0,50). La puntuación total de la Escala de Soledad mostró diferencias significativas según la edad, el estado civil, la forma de vida y el índice de Barthel (p <0,05). La subescala de soledad emocional también mostró diferencias significativas por sexo y por problemas crónicos, siendo las mujeres y las personas que tienen algún problema crónico las que presentan mayor soledad (p <0,05). La subescala de soledad social no mostró diferencias por sexo, edad ni problemas crónicos. El EEM fue 0,88 (1/2 DE = 0,92).

Se aplicó el análisis Rasch a la Escala de Soledad. Se eliminaron dos ítems (sentimiento general de vacío y echar en falta gente alrededor) por medir otro constructo (residuos estandarizados por encima de 2,5). Se halló unidimensionalidad y aceptable fiabilidad (PSI = 0,838), pero con mal ajuste al modelo Rasch: χ2(16) = 40,755, p = 0,0006 (tabla 5). La distribución de las puntuaciones de los ítems y de los sujetos para la escala presentó una media ± DE = 1,991 ± 1,623, con efecto techo.