Adaptación española de la Escala de Ajuste



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Adaptación española de la Escala de Ajuste

de Nottingham. I. Estudio de fiabilidad


R. Pallero González

P. J. Ferrando Piera

M. Díaz Salabert

U. Lorenzo Seba


RESUMEN: Se presenta la primera parte (estudio de fiabilidad) del procedimiento seguido para adaptar, en España, la escala de ajuste al déficit visual Nottingham Adjustment Scale, de A.G. Dodds. De las siete subescalas de que consta la original, cinco se han mantenido sin modificaciones, una se ha subdividido en dos, y otra se ha eliminado. Los datos obtenidos proporcionan valores psicométricos más que aceptables. Las características de la adaptación española confirman que la escala constituye un excelente instrumento de evaluación en programas de atención psicológica a personas con discapacidad visual.
PALABRAS CLAVE: Psicología. Ajuste al déficit visual. Evaluación psicológica. Escala de Ajuste de Nottingham.
ABSTRACT: Spanish Adaptation of the Nottingham Adjustment Scale. I. Reliability study. This article introduces the first part (reliability study) of the procedure followed in the Spanish adaptation of A.G. Dodds' Notingham Adjustment Scale for assessing adjustment to visual impairment. Of the seven subscales comprising the original, five were maintained unchanged, one was further subdivided to form two new scales, and the other one was disregarded. The psychometric values resulting from the data obtained proved to be more than acceptable. The characteristics of the Spanish adaptation confirm that the scale is an excellent evaluation tool for use in psychological support programmes designed for people with visual impairment.
KEY WORDS: Psychology. Adjustment to visual impairment. Psychological assessment. Nottingham Adjustment Scale.

INTRODUCCIÓN

La aparición, brusca o progresiva, de un déficit visual en la vida de una persona puede provocarle determinadas limitaciones en las actividades que realizaba (p. ej., desplazamientos, manipulaciones de objetos, trabajo, estudios...) y restringir su participación en situaciones vitales (terminología propuesta por la OMS en la Clasificación Internacional del Funcionamiento, la discapacidad y la salud (CIF) 2001). Este efecto limitador de la pérdida visual ha sido considerado como un estresante crónico (Lazarus y Folkman, 1986) y podría verse reforzado por todos aquellos acontecimientos menores y cotidianos generadores de perturbación, tales como no poder enhebrar una aguja, marcar con dificultad un número de teléfono o no poder realizar tareas elementales con la misma destreza que antes de la pérdida visual (Pallero, Díaz, Ferrando, Lorenzo y Marsal, 2001).

Las personas, a consecuencia del déficit visual, en su entorno habitual, aun teniendo una buena adaptación al mismo, pueden experimentar una disminución de sus recursos adaptativos, modificando la percepción que tienen de sí mismos. Ante esta situación, las demandas del entorno, en su sentido más amplio, pueden percibirse como capaces de desbordar al individuo y alterar su bienestar. Si bien la gravedad del déficit será determinante en las modificaciones sobre lo que piensa de sí misma la persona y en la limitación de los recursos individuales, según Bayés, 2001, otras variables como las características personales, la "valoración" que haga el individuo de las amenazas y privaciones que le puede suponer la pérdida y, por último, los recursos personales, ambientales y de apoyo determinarán la forma y la evolución de lo que vaya a ocurrir a partir de la pérdida visual. El estudio de las variables señaladas se fundamenta en el modelo de las diferencias individuales, ya que aunque se puedan seguir en muchos casos unas pautas más o menos previsibles de adaptación, el proceso será siempre idiosincrásico y personal.

El proceso de ajuste al déficit visual es el proceso de adaptación a los cambios experimentados. No es exclusivamente el ajuste a las limitaciones, ni a las restricciones, dado que el propio proceso condiciona la magnitud del esfuerzo adaptativo: es decir, un adecuado proceso de ajuste al déficit visual disminuirá los efectos limitadores del mismo.

La prestación de servicios sociales y las intervenciones psicosociales que se llevan a cabo para potenciar este proceso de ajuste requieren de un protocolo de evaluación del mismo, ya que en el ámbito de las deficiencias y desde una perspectiva biopsicosocial la evaluación supone, como en todos los campos de la intervención psicológica, el principio y fundamento del análisis funcional de las variables intervinientes; estableciéndose, de esta forma, la base de un proceso más amplio que se desarrolla conforme a la secuencia Evaluación-Programa-Valoración de resultados.

Cushman y Scheres (1995), Pelechano, Peñate y De Miguel (1995) y Aguado y Alcedo (1997), entre otros, afirman que, debido a la existencia de problemas metodológicos, la evaluación psicológica en el ámbito de los servicios sociales y la intervención psicosocial adolece de falta de técnicas que hayan demostrado fiabilidad y validez. Para mejorar el proceso de evaluación se requieren unas exigencias metodológicas que se dirigirían hacia el contraste de hipótesis y técnicas que incrementen tanto nuestro nivel de conocimientos nomotéticos (valoración de las consecuencias psicológicas de la pérdida y el papel de las variables psicológicas en el proceso de rehabilitación, en su sentido más amplio) como idiográficos (centrado en las reacciones psicológicas ante el déficit y el tipo y grado de adaptación alcanzado), procurando una combinación de ambos enfoques, aunque priorizando en caso de conflicto lo personal (Aguado, 1997).

En nuestro país no existe ningún instrumento específico y validado en la población ciega española para evaluar el proceso de ajuste al déficit visual. Si bien el Cuestionario Tarragona de Ansiedad para Ciegos (CTAC) (Pallero, Ferrando y Lorenzo, 1999) es un instrumento diseñado y validado para ser utilizado en población española con déficit visual, su objetivo es la evaluación de la ansiedad y, aunque se ha mostrado como un buen auxiliar en la predicción del ajuste, no está diseñado para medir el constructo que nos ocupa.

ANTECEDENTES
La literatura indica la existencia de algunos instrumentos de evaluación del ajuste al déficit visual:

- Emotional Factor Inventory de M.K. Bauman (1963).

- Cuestionario de Evaluation of Adjustment to blindness (EA) Fitting (1954).

- Anxiety Scale for the Blind de R.E. Hardy (1968).

- Nottingham Adjustment Scale de A.G. Dodds (1991).

- Cuestionario Tarragona de Ansiedad para Ciegos (CTAC) de R. Pallero, P.J. Ferrando y U. Lorenzo (1999).

- Age Related Vision de Loss Scale de A. Horowitz y J.P. Reinhardt (1998).

- Cuestionario de S. Kef (1999).

Los cuestionarios Anxiety Scale for the Blind y Tarragona de Ansiedad para Ciegos son específicos de ansiedad y aunque pueden ser útiles como auxiliares en la evaluación del proceso, no están diseñados para ello.

El cuestionario Emotional Factor Inventory es genérico y largo de administrar (170 ítems). El Cuestionario de Evaluation of Adjustment to blindness es un instrumento muy interesante y recoge una serie de variables que responden a una concepción del ajuste similar a la de los autores de este trabajo, pero los datos normativos de los que se dispone son del año 1954 y se desconoce si se utiliza en la actualidad.

El cuestionario Age Related Vision se diseñó para la evaluación del proceso de ajuste a la deficiencia visual relacionada con el proceso de envejecimiento y está siendo objeto de adaptación a la población española (Pallero, Díaz, Ferrando, Lorenzo y Marsal, 2001). El cuestionario de S. Kef es muy amplio (138 ítems) y tiene como objetivo la población adolescente.

Siendo el objetivo del equipo investigador la evaluación del constructo en la población adulta y teniendo en cuenta que el NAS muestra unas adecuadas propiedades psicométricas con datos muy recientes, que se está adaptando en otros países (Alemania u Holanda) y usando, con mayor o menor validez, en otros (Canadá, Israel o Japón), se optó por éste para adaptarlo a la población española.

EL MODELO DE AJUSTE DE A.G. DODDS
El punto de partida de las investigaciones de Dodds y su equipo de colaboradores, sobre el proceso de ajuste al déficit visual, es un trabajo (Dodds y Clark-Carter, 1986 y Dodds, Beggs y Clarck-Carter, 1986) sobre la evaluación en los cursos de entrenamiento en orientación y movilidad. Detectaron la inquietud de los especialistas sobre la, llamada por estos últimos, falta de motivación de algunas personas con déficit visual reciente hacia los entrenamientos. Intentando buscar una explicación destacaron (1989) el sentido de autoeficacia percibida que serviría para entender las reacciones de esas personas y su actitud hacia los aprendizajes compensatorios. Su modelo inicial partía de la concepción de que una pérdida visual repentina e importante origina una disminución de las habilidades del sujeto que, al darse cuenta de ello, puede percibir sentimientos de incompetencia e indefensión. De no producirse algún tipo de intervención, la comprobación de la dificultad o, incluso, imposibilidad en la ejecución de las tareas cotidianas, puede originar una mayor percepción de indefensión, pérdida de confianza en uno mismo, disminución de la autoestima o aparición o incremento de la sintomatología depresiva.

Dodds consideraba (1991a y 1991b) que debía existir una definición operativa del modelo de ajuste y que se debían determinar los criterios a tener en cuenta para evaluar el proceso de ajuste al déficit visual. Consideraba el modelo como multidimensional (1991a) entendiéndolo como un proceso psicológico dinámico, antes que como un punto final.

Seguidamente se indican las variables que formarían el modelo (entre paréntesis figuran los autores que Dodds cita como referentes al definirlas):

- Depresión e indefensión aprendida (Seligman).

- Estilo atributivo (Heider y Weiner).

- Autoestima (Coopersmith y Stotland y Canon).

- Locus de Control (Rotter).

- Autoeficacia (Bandura).

- Aceptación del déficit (Linkowski).

- Actitudes hacia el déficit.

Para comprobar la consistencia de su modelo diseñó un cuestionario inicialmente denominado Escala de Bienestar Psicológico (Dodds, Bailey, Pearson y Yates. 1991 a) y definitivamente Nottingham Adjustment Scale (Dodds, 1991).

El banco inicial de ítems del NAS se formó con 165 ítems (Dodds, 2001) procedentes de las siguientes escalas:

- Goldberg General Health Questionnaire de Godlberg (1981).

- Linkowski Acceptante of Disability Questionnaire de Linkowski (1971).

- Sherer Self-efficacy Questionnaire de Sherer.

- Recovery Locus of Control Questionnaire de Patridge y Johnston (1989).

- Rosenberg Self-esteem Questionnaire de Rosenberg.

- Attitudes to Blindness Questionnaire, desarrollado por Dodds y colaboradores, basándose en el de Yukers y Antonak.

- Atributional Style Questionnaire, elaborado también por Dodds y colaboradores.

Se administró a una muestra de 50 personas ciegas o deficientes visuales. Eliminando aquellos ítems cuyo índice de discriminación se estimó en .5 o menor, se obtuvieron 55 ítems, agrupados en las mismas subescalas de procedencia.

Las subescalas estaban correlacionadas entre sí, salvo la de estilo atributivo que no correlacionaba significativamente con ninguna.

Posteriormente se administró a una muestra de 200 alumnos del centro de rehabilitación y empleo del Real Instituto nacional para ciegos de Torquay (Gran Bretaña). La correlación entre las subescalas mantenía la tendencia obtenida en la primera muestra. Sin tener en cuenta los ítems de estilo atributivo hicieron un análisis de componentes principales a nivel del ítem, con rotación varimax. Obtuvieron cinco componentes. Las subescalas resultantes, con un total de 43 ítems, fueron sometidas a un análisis de componentes principales de segundo orden sin rotación, surgiendo un componente general.

En 1993 (1993 a) volvieron a administrar el formato de 55 ítems a una muestra de 425 rehabilitandos del mismo centro. Sometieron los datos a un análisis de componentes principales con rotación ortogonal. Intentaron eliminar aquellos ítems que no cargaban adecuadamente o que cargaban cruzadamente. No obtuvieron una estructura simple hasta que se especificaron 7 factores:

- indefensión depresión (6 ítems)

- aceptación (9 ítems)

- autoeficacia (7 ítems)

- ansiedad (5 ítems)

- actitudes (6 ítems)

- autoestima (9 ítems)

- atribuciones (5 ítems)

Así resultó una escala con 47 ítems. Si bien este formato parecía ser el definitivo, en los posteriores artículos sobre el NAS (Dodds, Ferguson, Ng, Flannigan, Hawes y Yates, 1994 y Dodds, Craig y Flannigan, 1996) siguen usando la versión original de 55 ítems o NAS-1. Según el propio autor (Dodds, 2001) las estructuras factoriales alternativas (43 y 47 ítems) no funcionaban adecuadamente y prefirió seguir utilizando la versión original a la espera de poder desarrollar mejor las propiedades psicométricas del instrumento.

Basándose en el NAS-1 (en adelante, NAS) Dodds desarrolló el modelo de dos factores latentes de ajuste a la pérdida visual. Estos factores serían: la autovaloración interna y el yo como agente. Las características del modelo serían:

- actitudes y aceptación estarían altamente relacionadas, pero actitudes por sí solas no tendrían incidencia directa con las otras variables. Actuaría sobre las variables latentes a través de aceptación;

- estilo atributivo que no correlacionaba con ninguna variable, tendría un efecto directo sobre la autovaloración interna;

- la autovaloración interna resultaría de una combinación lineal de las variables manifiestas ansiedad/depresión y autoestima;

- el yo como agente resultaría de la combinación de autoeficacia y recuperación de locus de control;

- aceptación tendría una relación muy estrecha con el yo como agente, pero muy pequeña con la autovaloración, sugiriendo que las intervenciones de cara a mejorar la aceptación de la deficiencia no producirían efectos directos sobre la autovaloración, pero sí sobre factores motivacionales. La mejora de la percepción del yo como agente mejoraría la valoración interna.

En su explicación sobre el modelo, Dodds concluía afirmando que muchas de las variables relacionadas con la actitud del sujeto ante los aprendizajes de habilidades y que se habían encuadrado bajo el término "motivación" estarían mejor encuadradas en el concepto de ajuste. Añadía que de cara a no perder el sentido de control de la propia vida habría que involucrar a la familia en las intervenciones, y que para modificar los puntos de vista negativos sobre las posibilidades de las personas ciegas se deberían incorporar modelos, escogidos entre personas ciegas o deficientes visuales con buen ajuste y adecuado repertorio de habilidades.

Formato de la escala en su versión original
Consta de 55 ítems separadas en siete subescalas:

- Anxiety/depression. 12 ítems con formato de pregunta, que interrogan sobre el estado de la persona en las últimas semanas. Para responder, quien lo hace ha de indicar si lo que se le pregunta le ha ocurrido: N) en absoluto o nada; n) algo o de vez en cuando; m) bastante o con mucha frecuencia o M) casi siempre.

- Self-steem. 9 ítems con formato de afirmación en primera persona. Quien responde debe mostrar su acuerdo o desacuerdo con el contenido del ítem. Para responder se ha de indicar: A) totalmente de acuerdo; a) acuerdo; *) no sabe; d) desacuerdo o D) totalmente en desacuerdo.

- Attitudes. 7 ítems con idéntico formato y modo de respuesta que la subescala b).

- Locus of control (inicialmente citada como recovery locus of control). 4 ítems, siguiendo la pauta de las anteriores subescalas.

- Acceptance. 9 ítems, siguiendo la pauta de las anteriores subescalas.

- Self-efficacy. 8 ítems, id.

- Atributional style. 6 ítems con formato de afirmación en primera persona teniendo que indicar si lo que se afirma ha ocurrido en la vida de la persona: A)siempre; B) a menudo; C) algunas veces; D) raras veces o E) nunca.

El desarrollo completo del modelo de Dodds y de la construcción de la escala se puede encontrar en su propia obra (1986 a y b; 1989; 1991 a, b y c; 1993 a; 1994 b y 1996) y en Pallero (2001) y amplios comentarios sobre el modelo y el NAS, en Blash, Wiener y Welsh (1997) y en Kef (1999).

ADAPTACIÓN ESPAÑOLA


Equivalencia contextual, traducción y estudio piloto previo

Para evitar las posibles fuentes de error que se pueden dar en el proceso de adaptación de un cuestionario psicológico de un idioma y cultura fuente a otro idioma y cultura objetivo, se procuraron seguir las instrucciones recogidas por la Comisión Internacional de Tests en las indicaciones dadas por Muñiz y Hambleton (1996 y 2000).

Se supuso la equivalencia contextual entre las tendencias psicológicas científicas inglesas y las españolas sobre los conceptos psicológicos a medir.

Para verificar la comprensión de los conceptos y que los modos de evaluar eran equivalentes entre las dos poblaciones (fuente y objetivo) se realizó una primera administración piloto (n=50) con una traducción provisional del NAS y utilizando como criterios de referencia:

- la entrevista clínica

- otros cuestionarios generales: STAI de Spielberger (1986) y BDI de Beck (1975)

- informes de otros profesionales del Equipo de Atención Básica de la ONCE.

Después de la administración de la prueba piloto previa se consideró que parecía razonable aceptar la equivalencia de constructo entre las dos poblaciones.

Traducción
- Los miembros del equipo investigador elaboraron dos traducciones independientes, una de ellas asesorada por un lingüista experto en la traducción de textos de Psicología.

- Se intercambiaron las traducciones y se discutieron los puntos discordantes.

- Se consultaron las dudas al autor.

- Se solicitó la revisión de una psicóloga experta en deficiencia visual y de una traductora profesional del Servicio de documentación del Centro Bibliográfico Cultural de la ONCE.

Estudio piloto
Metodología

La traducción obtenida fue administrada por 15 profesionales de la psicología de la ONCE, todos ellos expertos en la evaluación y administración de pruebas a personas ciegas.

La muestra la compusieron 80 participantes (42 mujeres y 38 hombres, rango de edad entre 15 y 85 años, con media de 45 y desviación típica de 17,8; 28 solteros, 41 casados o en pareja estable; 6 viudos, 4 separados y 1 religioso; 29 ciegos totales, 29 ciegos parciales, 19 con baja visión y 3 con visión límite. La pérdida visual se había producido progresivamente en 70 casos y bruscamente en 9, de uno no se tenían datos).

Análisis y resultados

En esta fase se pretendía analizar el poder discriminativo de cada uno de los ítems, para saber si se tenían que realizar modificaciones sobre su formato. El criterio que se utilizó fue que se mantendrían aquellos ítems cuyo índice de discriminación (correlación ítem-total corregida) se mantuviera entre .2 y .8 (Wilmut, 1975). En la tabla 1 se pueden consultar los datos correspondientes a cada uno de los ítems.

Los ítems que se acercan a los límites lo hacen de manera razonable. A4 (recientemente ha notado que todo se vuelve una carga), que se acerca a .8; B3 (soy capaz de hacer las cosas igual de bien que la mayoría de la gente) y B7 (ojalá tuviera más respeto por mí mismo), que se acercan a .2; E1 (a causa de mi problema visual, me siento triste casi todo el tiempo), E6 (a causa de mi problema visual, casi todas las áreas de la vida están cerradas para mí), E8 (en casi todo, mi problema visual me resulta tan molesto que no puedo disfrutar de nada) y E9 (con frecuencia pienso en mi problema visual y me altera tanto que soy incapaz de pensar o hacer nada), que se aproximan al límite superior; F3 (cuando decido hacer algo, me pongo enseguida a hacerlo), que se acerca al límite inferior. Ninguno de ellos supera los extremos marcados por el criterio elegido, por lo que se optó por mantenerlos a la espera de disponer de una muestra mayor. Las fiabilidades (alpha de Cronbach) estimadas y los índices de discriminación indicaban que el formato de la escala era, provisionalmente, aceptable y se podía proceder con la recogida de datos. Se llevo a cabo con el mismo grupo de colaboradores incrementado en 3.

Estudio de la dimensionalidad y estructura de la escala mediante análisis factorial de los ítems
Metodología
La muestra se amplió a 225 participantes (104 mujeres y 121 hombres, rango de edad entre 15 y 87 años, con media de 49 y desviación típica de 16.4; 73 solteros, 121 casados o en pareja estable; 14 viudos, 16 separados y 1 religioso; 77 ciegos totales, 54 ciegos parciales, 72 con baja visión y 13 con visión límite -de 9 casos no se disponía del dato. La pérdida visual se había producido progresivamente en 139 casos y bruscamente en 75, en 4 era de nacimiento y no había datos de 7).

Para evaluar la dimensionalidad y estructura del test se utilizó la técnica del análisis factorial. En algunos estudios anteriores se había utilizado un procedimiento totalmente exploratorio: extracción por máxima verosimilitud seguida de rotación oblicua (Pallero 2001) poniendo a prueba modelos desde 4 a 8 factores. En el presente trabajo hemos utilizado extracción por máxima verosimilitud seguida de una rotación Procusteana semiespecificada (Browne, 1972). Este procedimiento de rotación utiliza una matriz diana en 8 factores en la que cada factor viene definido por los ítems de la correspondiente escala, de tal forma que se asigna a tales ítems una carga libre en su factor y una carga cero en los restantes factores. A diferencia de los procedimientos puramente exploratorios, esta técnica sería semi-confirmatoria y estaría guiada por la teoría sobre la que se sustenta la construcción del test. Debe notarse que podría ser que no hubiese ninguna solución que se aproximara a la solución diana propuesta. De ser así cabría concluir que la estructura "verdadera" del test no coincide con la estructura a priori propuesta desde la teoría. Sin embargo, podemos adelantar que en líneas generales este no es el caso.


Análisis y resultados

Como criterio principal de selección la saturación dominante (siempre y cuando superara el .3), salvo en aquellos casos en que no hubiera dominancia clara y la teoría sugiriera otra agrupación: ante saturaciones similares se optó por la del origen del ítem. Los resultados se presentan en la tabla 2. De acuerdo con los resultados en ella recogidos, cabe notar los siguientes puntos:

- Factor 1. Todos los ítems (7) corresponden a parte de la subescala fuente "ansiedad-depresión".

- Factor 2. Saturan 5 ítems originarios de la subescala "ansiedad-depresión", con significado relacionado con "ideación suicida". Uno de los ítems (A7) satura también en otros dos factores, pero lo hace con carga baja. La teoría justifica la presencia de este ítem en esta agrupación, no así la de otros ítems (D1 y D2 originarios de Locus de Control), que también saturan aquí y cuya discusión se dejará para después.

- Factor 3. Se agrupan 9 ítems, todos los originarios de la subescala B autoestima.

- Factor 4. Agrupa a todos los ítems (7) originarios de la subescala C actitudes. En el mismo factor aparece un ítem procedente de Locus de Control (D4) que al igual que en el factor 2, se discutirá más tarde.

- Factor 6. Saturan en él los 9 ítems procedentes de la subescala E aceptación.

- Factor 7. En el saturan los 8 ítems procedentes de la subescala F autoeficacia.

- Factor 8. Saturan los 6 ítems procedentes de la subescala G estilo atributivo.

Los ítems procedentes de la subescala De Locus de Control saturan dispersamente en varios factores. Al hacerlo en factores con dominancia de todos los ítems de alguna de las subescalas originales, no sería adecuado tener en cuenta ítems de otra procedencia, en especial porque ninguno de los cuatro ítems tiene, desde la teoría, relación con el resto de los componentes de los factores en los que aparecen: se revisaron ítems procedentes de otras escalas de Locus de Control (Lucam y Lucad, Pelechano 1983a y 1983b) y no se encontró ninguno que pudiera justificar la mezcla de ítems con significados tan diferentes.

En el factor 5 (no explicado) saturan con puntuaciones de .3 (D1) y de .36 (D2) y también aparece un ítem (B6, siento que soy una persona válida, al menos tanto como los demás) cuya agrupación original es autoestima. La constitución de un factor con dos ítems originarios de Locus de Control y B6 se considera que daría lugar a una futura subescala artificialmente construida, y el hacerlo con sólo dos ítems, a un instrumento en exceso breve. Inicialmente no se tendrán en cuenta los ítems procedentes de Locus de Control para el formato definitivo de la escala, aunque se buscará confirmación.

En suma, la solución factorial elegida muestra 7 factores, al igual que la versión original de la escala, pero con dos importantes variaciones: a) la eliminación de los ítems de Locus de Control y b) la agrupación en 2 factores diferentes de los ítems procedentes de la subescala ansiedad/depresión. De acuerdo con estos resultados se procedió a determinar las siguientes subescalas:

- Subescala A1. Indicadores de ansiedad depresión. Formada por los ítems A1, A2, A3, A4, A5, A6 y A10. Al subdividirse la subescala se prefiere nombrarla como Indicadores de ansiedad depresión, a la espera de que el posterior estudio de validación criterial verifique su capacidad evaluativa y predictiva.

- Subescala A2. Ideación suicida. Formada por los ítems A7, A8, A9, A11 y A12. La composición de la subescala indica que su cometido es evaluar la presencia de cogniciones suicidas, no de riesgo suicida como tal, por lo que si se quiere verificar éste, debe completarse con el uso de otros instrumentos diseñados y validados para esa función.

La interpretación de las dos subescalas conjuntamente debería servir, por ahora, para determinar la presencia de indicadores que aconsejaran una evaluación más profunda de componentes depresivos y ansiosos utilizando instrumentos específicos: BDI de Beck, adaptación española de Conde y Useros, 1975, STAI de Spielberger, adaptación española de N. Seisdedos, 1982; GDS de Brink, Yesavage et alt. Adaptación española de Izial y Montorio de 1993 o C.T.A.C. (op cit.), por citar los más habituales de uso con la población con déficit visual.

- Subescala B. Autoestima. Formada por los ítems B1, B2, B3, B4, B5, B6, B7, B8 y B9. Los ítems de la subescala tienen un redactado genérico y no se refieren al déficit visual, pero se constata que la respuesta de las personas evaluadas es casi siempre desde la situación de limitación en la que se encuentran. Debe interpretarse como la autoestima evaluada por el sujeto desde la perspectiva del déficit visual.

- Subescala C. Actitudes. Formada por los ítems C1, C2, C3, C4, C5, C6 y C7.

- Subescala E. Aceptación. Formada por los ítems. E1, E2, E3, E4, E5, E6, E7, E8 y E9.

- Subescala F. Autoeficacia. Formada por los ítems F1, F2, F3, F4, F5, F6, F7 y F8. El redactado de los ítems y las administraciones realizadas indican que la persona puede responder según la evaluación que hace de su sentido de autoeficacia en general y no sólo con relación a su situación actual, por lo que se deberá prestar especial atención al modo de respuesta y a los comentarios adicionales.

- Subescala G. Estilo atributivo. Formada por los ítems G1, G2, G3, G4, G5 y G6.

La matriz de correlaciones entre las subescalas (tabla 3) indica que las correlaciones más altas son las que tienen E aceptación con el resto de subescalas; que la correlación entre A1 y A2, siendo alta, lo es menos de lo que cabría esperar teniendo en cuenta su origen, y que las correlaciones entre el resto de las subescalas son más que aceptables, salvo las de la subescala G estilo atributivo, cuya correlación más alta es de .33

Análisis de ítems y subescalas mediante la teoría clásica del test

- Subescala A1. Indicadores de ansiedad depresión. La fiabilidad de las puntuaciones se estima en .86 (alpha). Índices de dificultad (tabla 4) con tendencia al extremo superior. Las puntuaciones totales se distribuyen con asimetría negativa (-.779, ver figura 1). El comportamiento global de la subescala indica una tendencia hacia un estilo de respuesta que reduce la presencia de indicadores de ansiedad y depresión. La brevedad y generalidad de sus ítems parece indicar que su función debería ser, como ya se ha sugerido, la de indicadora de sintomatología y ser completada con el uso de instrumentos habituales en la literatura psicológica española para evaluar ansiedad y depresión. Si bien el primer nombre que se le dio a la subescala (Pallero, 2001) fue el de ansiedad, se prefiere el actual, por lo explicado en el párrafo anterior.

- Subescala A2. Ideación suicida. La fiabilidad de las puntuaciones se estima en .89 (alpha). Índices de dificultad con mayor tendencia que la subescala anterior. La asimetría (-2) muestra con mayor claridad la tendencia de respuesta. El comportamiento global de la subescala indica la poca frecuencia, en la muestra, de la presencia con intensidad de la ideación suicida. No aparece ningún caso de puntuación suelo. Si bien esa tendencia podría ser debida a algún sesgo en la obtención de la muestra (pocos casos de ceguera muy reciente) hay que tener en cuenta que aunque el déficit visual puede ser el desencadenante de patologías graves, lo habitual es que si aparece sintomatología depresiva lo sea de forma reactiva.

- Subescala B. Autoestima. La fiabilidad de las puntuaciones se estima en .8 (alpha). Los índices de dificultad no superan en ningún caso el 4. El comportamiento global de la escala registra todo el gradiente de respuestas, con la mayor parte de los ítems (50.1%) en el margen central aunque con tendencia hacia los valores de mejor autoestima.

- Subescala C. Actitudes. La fiabilidad se estima en .74. Los índices de dificultad muestran una tendencia hacia los valores medios de puntuación. La subescala es relativamente homogénea. El comportamiento global de la subescala registra todo el gradiente de respuestas, con la presencia de la mayor parte de los ítems en el margen central.

- Subescala E. Aceptación. La fiabilidad estimada es de .90. Los índices de dificultad tienen una ligera tendencia hacia el extremo superior. El que la frecuencia más alta de puntuaciones corresponda a los valores comprendidos entre el 30 y el 39, nos indica que la subescala, aunque en la muestra se tienda a responder indicando aceptación, podría ser lo suficientemente sensible. El comportamiento global y sus propiedades indican que, probablemente, es la subescala que mejor funcionamiento muestra.

- Subescala F. Autoeficacia. Fiabilidad estimada de .83. Tendencia de respuesta hacia el extremo superior de la subescala, como indican los índices de dificultad. La escala registra casi todo el gradiente de respuestas, pero con mayor presencia en el margen superior, aunque se considera que es lo suficientemente discriminativa.

- Subescala G. Estilo atributivo. Fiabilidad estimada de .64. Los índices de dificultad muestran una ligera tendencia hacia el extremo superior de puntuación. La baja discriminabilidad de los ítems de la subescala pudiera tener que ver con la manera en la que se construyó.

Un modelo estructural para evaluar las relaciones entre las subescalas

Una vez determinadas las subescalas resultantes se quiso comprobar si al nivel de las subescalas se obtenía un modelo explicativo parecido al que el autor original había sugerido y puesto a prueba en algunos estudios anteriores. En este modelo se hipotetiza una estructura bidimensional que agrupa a los 7 factores obtenidos por Dodds. Para ello se recuperó la subescala Locus de Control (en su formato fuente de cuatro ítems) con el objetivo de verificar su relación con el modelo.

El modelo estructural de Dodds con 2 dimensiones y 7 variables (Dodds,1993-a) se ajustó mediante el programa Lisrel 8 (Jöreskog y Sörbom, 1996). Como medidas de bondad de ajuste se utilizaron: el test de chi cuadrado, el índice RMSEA y el coeficiente de fiabilidad de Tucker-Lewis (NNFI). El ajuste del modelo propuesto por Dodds fue: ?2= 97.2 con 19 grados de libertad; RMSEA= .13 y Tucker-Lewis (NNFI)= .83. Estos valores indicarían que el ajuste del modelo no sería adecuado. Ante la ausencia de otro modelo alternativo a priori, se optó por analizar las escalas mediante un análisis factorial exploratorio.

La solución en un solo factor era casi aceptable. La de dos factores rotados sugería un segundo factor de poca entidad, en el que sólo saturaba con claridad la subescala Locus de Control, que no lo hacía en el otro. Considerándose que todas las subescalas quedan, desde la teoría, englobadas dentro de un factor general y parecía que la propuesta más parsimoniosa era la de un modelo de un solo factor común sobre todas las subescalas, excepto la de Locus de Control.

Desde el punto de vista estadístico, el modelo propuesto es un modelo de medida confirmatorio con un solo factor general (en nuestro caso un factor general de ajuste). Las 7 subescalas analizadas se considera que son medidas más o menos precisas de dicho factor general. Este modelo se ajustaba razonablemente bien a los datos: ?2= 24.11 con 13 grados de libertad; RMSEA= .061 y Tucker-Lewis (NNFI) = .97.

De acuerdo con los resultados descritos, la interpretación substantiva del modelo es que las 7 subescalas consideradas son indicadores de un factor general de ajuste al déficit. De tal manera que puntuaciones bajas de indicadores depresivos y de ansiedad y altas en actitudes hacia el déficit y en la percepción de autoeficacia y de autoestima, y en especial en aceptación, indicarían un mejor ajuste. Aceptación que actúa como mejor medida con un valor de .89 representa la valoración que haga la persona sobre las repercusiones del déficit en sus estados de ánimo y el efecto de las actuaciones destinadas a: a) mejorar la percepción subjetiva de autoeficacia y la autoestima (incluyendo el sentido de utilidad) así como b) modificar las actitudes y c) disminuir la presencia, frecuencia e intensidad de los indicadores depresivos y la ansiedad.

El modelo que se expone en las líneas precedentes no es más que un punto de partida de un trabajo a desarrollar por parte del equipo de autores de este artículo y como tal punto de partida ha de tenerse en cuenta y no pretende ser una alternativa al elaborado por Dodds y su equipo, sino más bien un desarrollo del mismo.

CONCLUSIONES


Los análisis expuestos nos permiten concluir que en el proceso de adaptación de la escala desde su formato original al objetivo se obtiene:

a) Unos valores de fiabilidad más que aceptables, salvo en la subescala G.

b) No se modifican las subescalas B, C, E, F y G, ni en su longitud, ni en el formato de los ítems.

c) La subescala A es aconsejable dividirla en dos, debiendo usarla con prudencia o como herramienta de detección (screening) a la espera de que se puedan verificar el resto de sus propiedades psicométricas, dada la brevedad de las subescalas resultantes y su diferencia con el original.

d) Se pierde la subescala D Locus de Control, ya que los ítems que componen la subescala fuente no han permitido constituir ningún factor propio y que no forman parte del factor general de ajuste obtenido. Se considera que ello no es debido al constructo en sí (Locus de Control), que desde la teoría debería formar parte del constructo ajuste al déficit visual, sino a la composición de la subescala.

e) Igualmente, las diferencias en propiedades psicométricas y la pobre correlación entre la subescala G y el resto se considera que son debidas a la subescala y no a la variable estilo atributivo.

f) Las características de la adaptación española permiten afirmar, razonablemente, que disponemos de un instrumento lo suficientemente estable como para aconsejar seguir desarrollando sus propiedades evaluativas y predictivas, así como seguir elaborando el modelo de ajuste que se dibuja a partir de esta investigación.

g) Por último los autores queremos resaltar que la experiencia clínica acumulada en la utilización del NAS dentro de los programas de intervención psicosocial desarrolladas por la ONCE en la Delegación Territorial de Cataluña y la Dirección Administrativa de Tarragona y Lérida nos permite valorarlo como una valiosa herramienta, tanto por la información inicial sobre las características y el proceso de ajuste de la persona, como por su utilidad como indicador de la evolución y de los resultados obtenidos al finalizar el programa de atención psicológica.

Se ha elaborado una edición provisional de la adaptación española (introducción, instrucciones, hoja de respuesta y tablas de tipificación) que puede ser solicitada a los autores de este artículo.

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Rafael Pallero González. Psicólogo. Dirección Administrativa. Organización Nacional de Ciegos Españoles (ONCE). Rambla Vella, 10. 43003 Tarragona (España) Correo electrónico: rpallero@copc.es



Miguel Díaz Salabert. Psicólogo. Delegación Territorial. Organización Nacional de Ciegos Españoles (ONCE). Barcelona (España).

Pere Joan Ferrando Piera y Urbano Lorenzo Seba. Profesores Facultad de Ciencias de la Educación y Psicología, Departamento de Educación y Psicología de la Universidad Rovira i Virgili. Carretera de Valls, s/n. 43007 Tarragona (España)


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