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Validacion del Inventario Breve de Sintomas (BSI-18) en mujeres mexicanas diagnosticadas con cancer de mama.

Validation of the Brief Inventory of Symptoms (BSI-18) among mexican women diagnosed with breast cancer

Sumario. 1. Introduccion 2. Metodo 3. Analisis de datos 4. Resultados 5. Discusion 6. Agradecimientos 7. Referencias bibliograficas.

1. Introduccion

Distres se refiere a una experiencia emocional desagradable y multifactorial, de naturaleza psicologica (cognitiva, conductual y emocional), social y/o espiritual que puede interferir en la capacidad de afrontar de forma efectiva el cancer (1). Las respuestas de distres pueden extenderse a lo largo de un continuo, abarcando desde reacciones normales y frecuentes, como preocupaciones, tristeza y miedo, hasta reacciones mas graves que pueden generar deterioro o disfuncionalidad en la vida diaria del individuo, como depresion y ansiedad clinicas (1).

La prevalencia del distres en pacientes oncologicos varia entre 25 y 43%(2-4), y esta oscilacion depende del tipo de cancer, siendo los diagnosticos con peor pronostico los que se asocian a mayor distres, como el cancer de pancreas, pulmon, cabeza y cuello, enfermedad de Hodgkin y cancer cerebral (2,4). Los pacientes con cancer de mama, colon, prostata, melanoma y ginecologicos han mostrado niveles mas bajos de distres (2). En mujeres espanolas con cancer de mama, Andreu et al., (3) informaron de una prevalencia de 25% al momento del diagnostico, y una disminucion de un 17% en los momentos posteriores del proceso de la enfermedad.

Algunas razones por las que la deteccion del distres en pacientes oncologicos ha fallado se debe en gran medida a como los pacientes con distres describen los sintomas y como los clinicos entrevistan a los pacientes. A su vez, influye la busqueda exclusiva de sintomatologia depresiva, el uso de instrumentos de medicion con dudosa confiabilidad y validez y la desmotivacion en la realizacion del cribado debido a la falta de atencion psicologica y/o sin seguimiento (5).

El Inventario Breve de Sintomas (BSI-18) es uno de los instrumentos mas utilizados en adultos diagnosticados con cancer para detectar personas con distres o malestar emocional que requieren atencion psicologica (2-4,6-11). El BSI18 (12) se desarrollo a partir de uno mas amplio de 53 items (13) y del Symptom Checklist- 90-Revised (SCL-90-R)(14). Derogatis (12) estudio, en una muestra de poblacion general, la estructura factorial del BSI-18 por analisis de componentes principales y rotacion varimax, obteniendo por el criterio de Kaiser cuatro factores. Conteniendo los primeros dos factores los items que corresponden a las dimensiones de somatizacion y depresion. Los ultimos dos factores corresponden a panico y ansiedad general; no obstante, Derogatis (12) opto por agruparlos en un solo factor denominado ansiedad por su alta correlacion y sentido teorico. Los tres factores presentaron valores de consistencia interna altos.

Los estudios con el BSI-18 con distintas poblaciones arrojan diversas estructuras factoriales, habiendose planteado modelos de cuatro, tres y un factor. Cabe senalar que los metodos reconocidos como mas exactos para determinar el numero de factores, como son el analisis paralelo de Horn, el analisis de datos de comparacion de Ruscio y Roche, el analisis de coordenadas optimas de Raiche, Roipel, y Blais y el promedio minimo de las correlaciones al cuadrado de Velicer (15), han sido empleados en pocas investigaciones. Prelow et al., (16) y Asner et al. (17), usando el analisis paralelo de Horn y el criterio de Cattell, informaron de un factor en muestras latinas. Salvo el estudio de Prelow et al. (16), en los estudios exploratorios se han usado metodos de extraccion no adecuados al objetivo del analisis (componentes principales) o a la naturaleza ordinal de los items (maxima verosimilitud), cuando los metodos de minimos cuadrados no ponderados y ejes principales son los recomendados para el objetivo de explorar la estructura factorial subyacente a las relaciones lineales entre variables ordinales (18). Se ha criticado el hecho de no considerar las correlaciones muy altas entre los factores que indican unidimensionalidad, y en ninguno de los estudios se ha estimado la validez convergente de los factores (una varianza media explicada de los items por el factor mayor que la varianza no explicada), ni la discriminante (una varianza compartida entre dos factores menor que dos tercios, y menor que la varianza media explicada de los items por su correspondiente factor). Cabe senalar que la validez de contenido de la escala y la criterial han sido establecidas (19).

Considerando las debilidades y carencias de las investigaciones publicadas hasta la fecha, el objetivo del presente estudio, realizado en una muestra de mujeres mexicanas con cancer de mama, fue describir la distribucion y establecer la discriminabilidad y consistencia interna de los items del BSI-18, estimar la consistencia interna de la escala, explorar su estructura factorial, contrastar el modelo original de tres factores, el de un factor y el derivado del analisis exploratorio, asimismo, calcular la validez convergente, discriminante y consistencia de los factores. Se espera que los 18 items sean discriminativos y consistentes, una consistencia interna alta en la escala (10,12,20), unidimensionalidad por las correlaciones altas, y falta de validez discriminante entre los factores (16,21) o la posibilidad de definir un modelo jerarquizado con un factor general de distres para superar los problemas de validez discriminante entre los factores (20).

2. Metodo

2.1. Participantes

La muestra quedo conformada por 203 mujeres diagnosticadas con cancer de mama. Los criterios de inclusion fueron: ser mujer con diagnostico de cancer de mama, estar recibiendo tratamiento oncologico en el Hospital San Jose (hospital privado) y estar afiliadas al Seguro Popular (seguro federal de cobertura a personas de bajos recursos que el Hospital San Jose acepta solo para pacientes con cancer de mama). Como criterios de exclusion se fijaron: deficit cognitivo que impidiese comprender las instrucciones, fatiga excesiva que dificultase la atencion y compresion de las preguntas (tabla 1).

2.2. Instrumento

Se aplicaron unas preguntas cerradas sobre datos sociodemograficos y el BSI-18. Este ultimo es un inventario de autoinforme que mide la frecuencia con la que los participantes han experimentado sintomas de somatizacion, depresion y ansiedad en los ultimos siete dias. Esta conformado por 18 items directos con cinco opciones de respuesta (0 = "nada" a 4 = "mucho"), presenta consistencia interna alta ([alfa] = 0,89), y tiene tres factores con seis indicadores cada uno: Somatizacion (items 1, 4, 7, 10, 13 y 16) con consistencia interna aceptable ([alfa] = 0,74), Depresion (items 2, 5, 8, 11, 14 y 17) con consistencia interna alta ([alfa] = 0,84) y Ansiedad (items 3, 6, 9, 12, 15 y 18) con consistencia interna aceptable ([alfa] = 0,79). La puntuacion total o Indice de Severidad Global (GSI, por sus siglas en ingles: Global Severity Index) se obtiene a partir de la suma de los 18 items y su rango varia de 0 a 72, y la de las subescalas de 0 a 24(12). Una puntuacion en el GSI de 13 o mayor identifica casos positivos de distres en mujeres (4).

2.3. Procedimiento

El estudio fue aprobado por las Comisiones de Etica y de Investigacion de la Escuela de Medicina del Tecnologico de Monterrey y de la Fundacion Santos y de la Garza Evia I.B.P. (Hospital San Jose).

Se utilizo un muestreo no probabilistico de tipo intencional. Para la administracion del instrumento de medicion se les pidio a las pacientes firmar la carta de consentimiento informado, donde se garantizaba la confidencialidad de los datos, de acuerdo a las normas de investigacion de la American Psychology Association (22). Las participantes que aceptaron formar parte del estudio respondieron por escrito al instrumento en presencia de las entrevistadoras, en los cuartos de infusion, salas de espera o diversos lugares autorizados. La muestra se recolecto de agosto a mayo 2017.

3. Analisis de datos

La distribucion de los items se describio por los porcentajes de los valores, mediana y coeficiente de asimetria percentilico de Kelley. La discriminabilidad se establecio por la diferencia significativa entre los grupos de puntuaciones altas y bajas en la escala (establecidos por el cuartil superior e inferior). Esta diferencia se contrasto por la prueba U de Mann-Whitney. La consistencia interna se establecio con dos criterios: una correlacion (calculada por el coeficiente de Pearson) con el resto de la escala (excluido el item en la suma) mayor o igual que 0,30 ([r.sub.it-i] [mayor que o igual a] 0,30), y disminucion del valor del coeficiente alfa de Cronbach de la escala al ser estimado sin el item ([[alfa].sub.t-i] < [[alfa].sub.t]). La consistencia interna de la escala y los factores se calcularon por el coeficiente alfa de Cronbach. Se interpreto que un valor de a [mayor que o igual a] 0,70 refleja una consistencia interna aceptable, [mayor que o igual a] 0,80 alta y [mayor que o igual a] 0,90 muy alta (23).

El numero de factores se determino por la convergencia del analisis paralelo de Horn (mediana y percentil 95 como punto de interseccion), analisis de datos de comparacion, analisis de coordenadas optimas, promedio minimo de las correlaciones al cuadrado y factor de aceleracion. Los factores se extrajeron por el metodo de minimos cuadrados no ponderados. La matriz factorial se roto por el metodo promax.

Se contrastaron los modelos por analisis factorial confirmatorio, usando el metodo minimos cuadrados no ponderados. Los errores estandar de los parametros y su significacion (con un intervalo de confianza del 95%) se estimaron por el metodo de percentiles corregidos de sesgo con la extraccion de 2000 muestras. Se consideraron ocho indices de ajuste: chi-cuadrada relativa o cociente entre el estadistico chi-cuadrado y sus grados de libertad ([ji al cuadrado]/gl), indice de bondad de ajuste (GFI, por sus siglas en ingles: Goodness of Fit Index) de Joreskog y Sorbom y su modalidad corregida (AGFI, por sus siglas en ingles: Adjusted Goodness of Fit Index), indice normado de ajuste (NFI, por sus siglas en ingles: Normed Fit Index) de Bentler y Bonett, indice comparativo de ajuste (CFI, por sus siglas en ingles: Comparative Fit Index) de Bentler, indice relativo de ajuste (RFI, por sus siglas en ingles: Relative Fit Index) por el coeficiente rho de Bollen, error de aproximacion cuadratico medio (RMSEA, por sus siglas en ingles: Root Mean Square Error of Approximation) y residuo estandarizado cuadratico medio (SRMR, por sus siglas en ingles: Standardized Root Mean Square Residual). Se estipularon como valores de buen ajuste: [ji al cuadrado]/gl [menor que o igual a] 2, GFI, NFI, CFI y RFI [mayor que o igual a] 0,95, AGFI [mayor que o igual a] 0,90, RMSEA [menor que o igual a] 0,05 y SRMR [menor que o igual a] 0,07; como valores de ajuste adecuado: [ji al cuadrado]/gl [menor que o igual a] 3, GFI, CFI y RFI [mayor que o igual a] 0,90, AGFI [mayor que o igual a] 0,85, RMSEA < 0,08 y SRMR < 0,10. La parsimonia del modelo se estimo desde la razon de parsimonia (RP) de James-Mulaik-Brett. Se habla de parsimonia alta con valores en el indice mayores o iguales que 0,75, media con valores menores que 0,75 y mayores o iguales que 0,50, baja con valores menores que 0,50 y mayores o iguales que 0,25, y muy baja con valores menores que 0,25. Al valorar la relacion entre parsimonia y ajuste, se usaron tres indices parsimoniosos: indice de bondad de ajuste de parsimonia (PGFI, por sus siglas en ingles: Parsimony Goodness of Fit Index), indice de ajuste de parsimonia normalizado (PNFI, por sus siglas en ingles: Parsimony Normed Fit Index) e indice de ajuste comparativo de parsimonia (PCFI, por sus siglas en ingles: Parsimony Comparative Fit Index). Se considero que valores mayores o iguales que 0,70 en PGFI y 0,80 en PNFI y PCFI reflejan una buena relacion entre ajuste y parsimonia, y valores mayores o iguales que 0,50 en PGFI y 0,60 en PNFI y PCFI reflejan una relacion entre ajuste y parsimonia adecuada. La bondad de ajuste entre dos modelos se comparo por el cociente entre la diferencia de sus estadisticos chicuadrado y la diferencia de sus grados de libertad ([DELTA] [ji al cuadrado]/[DELTA]gl) y las diferencias en los indices GFI, NFI y CFI ([DELTA]GFI, [DELTA]NFI y [DELTA]CFI, respectivamente). Un cociente [DELTA] [ji al cuadrado]/ [DELTA]gl [menor que o igual a] 3 y diferencias en los indices menores o iguales que ,01 reflejan equivalencia en bondad de ajuste (24). Para establecer validez convergente de los factores, se requirio una varianza media extraida (VME) mayor que 0,50 y un coeficiente de confiabilidad compuesta (por el coeficiente omega de McDonald) mayor o igual que 0,70. Para establecer la validez discriminante entre dos factores se requirio que el cuadrado de la correlacion entre los mismos fuese menor que dos tercios y mayor que la VME de cada uno de ellos. Los calculos fueron hechos con el programa SPSS version 21 y AMOS version 16.

4. Resultados

4.1. Descripcion de la muestra

El 25,6% (52 de 203) de las mujeres entrevistadas tenian 40 anos o menos, 36,5% (74) entre 41 y 50 anos, 25,6% (52) entre 51 y 60 anos y 12,3% (25) tenian mas de 61 anos. La media de edad fue de 48,23 anos con desviacion estandar de 9,87. La mayoria de las mujeres encuestadas dijeron estar casadas 61,6% (125 de 203) y dedicarse a tareas domesticas 64% (130 de 203). La media y la mediana de escolaridad correspondio a estudios de media superior, 22,7% (46 de 203), y de ingresos economicos familiares al mes correspondio al intervalo de 3.000 a 5.999 pesos mexicanos (vease Tabla 1).

4.2. Distribucion, discriminabilidad y consistencia interna de los items y de la escala

Por el coeficiente de asimetria percentilico de Kelley los items presentaron asimetria positiva o sesgo hacia los valores mas bajos. La mediana fue 0 (nada) en 14 items y 1 (poco) en cuatro (items 6, 8, 13 y 16). El porcentaje de la primera categoria de opcion (nunca = 0) vario de 35% (item 8) a 92,6% (item 17) con una media de 64.5%. Solo en el item 17 el coeficiente de asimetria percentilico quedo indeterminado por su asimetria extrema. No obstante, en todos los items el rango fue 4, presentando casos en las cinco categorias ordenadas de respuesta (vease Tabla 2).

Por la prueba U de Mann-Whitney, los 18 items fueron discriminativos al diferenciar al grupo de puntuaciones altas y bajas en la escala o suma simple de items. El grupo de puntuaciones altas corresponde a valores en BSI-18 [mayor que o igual a] 16 (cuartil superior), y el grupo de puntuaciones bajas corresponde a valores en BSI-18 [menor que o igual a] 4 (cuartil inferior) (vease Tabla 2).

La correlacion corregida del item con el resto de la escala o indice de homogeneidad ([r.sub.i,t-i]) vario de 0,349 (item 17) a 0,690 (item 8) con una media de 0,523, y el valor del consistencia interna no descendio al eliminar el item en ningun caso ([[alfa].sub.t-i] < [[alfa].sub.t]), por lo que los 18 items fueron consistentes (vease Tabla 2). La consistencia interna de la escala fue alta ([[alfa].sub.t] = 0,888).

4.3. Exploracion de factores

4.3.1. Determinacion del numero de factores

Cuatro autovalores fueron mayores que uno. El numero de factores fue tres por el analisis paralelo de Horn y el de coordenadas optimas, usando como punto de corte la media o la mediana; dos por estos mismos metodos, usando como punto de corte el percentil 95; y uno por el de datos de comparacion de Ruscio y Roche, la media minima de las correlaciones parciales al cuadrado (criterio de Velicer) y el factor de aceleracion.

4.3.2. Extraccion de tres, dos y un factor

Al extraer tres factores, se explico el 43,2% de la varianza total. Al rotar la matriz factorial, se configuro un primer factor con los seis indicadores de depresion (items 2, 5, 8, 11, 14 y 17) y su consistencia interna fue alta ([alfa] = 0,839). El segundo factor quedo definido por seis indicadores (items 3, 4, 6, 9, 12 y 18) con consistencia aceptable ([alfa] = 0,784); por el contenido de los mismos (nerviosismo, temblor, tension, sobresaltos, ataques de panico, miedo y dolores en el pecho) se denomino sintomas simpaticos de ansiedad. El tercer factor quedo conformado por seis indicadores (items 1, 7, 10, 13, 15 y 16) con consistencia interna aceptable ([alfa] = 0,722) y por su contenido (desmayo, nauseas, falta de aire, debilidad, adormecimiento e inquietud) se denomino sintomas vasovagales de ansiedad (por activacion de nervio parasimpatico vago). Las correlaciones entre los tres factores fueron altas de 0,638 a 0,502 (vease Tabla 3).

Al extraer dos factores, se explico el 37,8% de la varianza total. Al rotar la matriz factorial, se configuro un primer factor con 10 indicadores (items 2, 5, 6, 8, 9, 11, 12, 14, 17 y 18) y consistencia interna alta ([alfa] = 0,873 que pasa a 0,875 con la eliminacion del item 17); por el contenido de sus items se denomino sintomas cognitivo-emocionales de distres. El segundo factor quedo definido por ocho indicadores (items 1, 3, 4, 7, 10, 13, 15 y 16) con consistencia aceptable ([alfa] = 0,753); por el contenido de los mismos se denomino sintomas fisiologicos de distres. La correlacion entre los dos factores fue alta (r = ,647), con una varianza compartida de 41,8% (vease Tabla 3).

Al extraer un unico factor se explico el 32,1% de la varianza total. Las cargas factoriales variaron de 0,365 a 0,731 con un media de 0,555. La consistencia interna de los 18 items fue alta ([alfa] = 0,888 que sube a 0,889 con la eliminacion del item 17). El item 17 presento un valor de homogeneidad mayor que ,30 ([r.sub.c] = 0,345) y una comunalidad inicial mayor que 20 (c = 0,276) (vease Tabla 3).

4.4. Contraste de modelos para el BSI-18

Se especificaron cinco modelos: de un factor (1F), dos factores derivados del analisis factorial exploratorio correlacionados (2F_AFE), tres factores correlacionados (modelo original: 3F_Orig., y modelo revisado desde el analisis factorial exploratorio: 3F_Rev.) y tres factores jerarquizados (desde su configuracion en el analisis factorial exploratorio) a un factor general de distres (1FG_3FJ).

La solucion del modelo de un factor (1F) fue admisible, y todos sus parametros fueron significativos. Aunque la confiabilidad compuesta de los 18 items fue mayor que 0,70 ([omega] = 0,731), la varianza media extraida fue menor que 0,50 (VME = 0,320), por lo que el factor unico no satisfizo el criterio de validez convergente. La bondad de ajuste del modelo fue buena por cuatro indices ([ji al cuadrado]/gl, GFI, AGFI y CFI) y adecuada por cuatro (NFI, RFI, RMSEA y SRMR). Su parsimonia fue alta (PR = 0,882). Los tres indices parsimoniosos mostraron buena relacion entre ajuste y parsimonia (PGFI > 0,70 y PNFI y PCFI > 0,80) (veanse Figura 1 y Tabla 4).

La solucion del modelo de dos factores (2F_AFE) fue admisible, y todos sus parametros fueron significativos. La confiabilidad compuesta del factor de sintomas cognitivo-emocionales fue mayor que ,80 ([omega] = 0,874), pero su varianza media extraida fue menor que 0,50 (VME = 0,417). La confiabilidad compuesta del factor de sintomas fisiologicos fue mayor que .70 ([omega] = 0,755), pero su varianza media extraida fue menor que 0,50 (VME = 0,282), por lo que ambos factores no presentaron validez convergente, estando el primer factor mas proximo a cumplir con esta propiedad. La varianza compartida entre los dos factores fue 0,618, lo que rebasa los valores de varianza media extraida de ambos factores, no cumpliendose el criterio de validez discriminante. La bondad de ajuste del modelo fue buena por siete indices ([ji al cuadrado]/gl, GFI, AGFI, NFI, CFI, RFI y RMSEA) y adecuada por uno (SRMR). Su parsimonia fue alta (PR = 0,876). Los tres indices parsimoniosos mostraron buena relacion entre ajuste y parsimonia (PGFI > 0,70 y PNFI y PCFI > 0,80). La bondad de ajuste del modelo de dos factores fue mejor que la del modelo de un factor por los indices comparativos: [DELTA][ji al cuadrado]/[DELTA]gl = 46,33 > 3, ACFI = 0,011 y ARFI = 0,011 > 0,010 (veanse Figura 2 y Tabla 4).

La solucion del modelo original de tres factores (3F_Orig) fue admisible, y todos sus parametros fueron significativos 0, En los tres factores la confiabilidad compuesta fue mayor que 0,70, pero la varianza media extraida fue menor que 0,50 (VME = 0,310 y [omega] = 0,724 para el factor de sintomas de somatizacion, VME = 0,475 y [omega] = 0,840 para el de sintomas de depresion, VME = 0,381 y [omega] = 0,783 para el de sintomas de ansiedad), por lo que no cumplieron con el segundo criterio de validez convergente, estando mas proximo a cumplirlo el factor de sintomas de depresion. La varianza compartida entre los factores de somatizacion y sintomas de ansiedad fue de 0,59, lo que es un valor numerico mayor que la VME de cada factor, por lo que carecen de validez discriminante, al igual que los factores de somatizacion y sintomas de depresion ([r.sup.2] = 0,448) y los factores de ansiedad y depresion ([r.sup.2] = 0,637). La bondad de ajuste del modelo fue buena por los ocho indices ([ji al cuadrado]/gl, GFI, AGFI, NFI, CFI, RFI, SRMR y RMSEA). Su parsimonia fue alta (PR = 0,863). Los tres indices parsimoniosos mostraron buena relacion ajuste-parsimonia (PGFI > 0,70 y PNFI y PCFI > 0,80). La bondad de ajuste del modelo de tres factores fue mejor que la del modelo de dos factores solo por el indice comparativo: [DELTA][ji al cuadrado]/[DELTA]gl = 18,755 > 5. Las diferencias en los indices GFI, AGFI, NFI y CFI fueron menores que ,01 (veanse Figura 3 y Tabla 4).

En el modelo original de tres factores, desde el analisis factorial exploratorio, se intercambiaron dos indicadores, generandose el modelo revisado de tres factores (3F-rev.). El item 4 paso al factor de sintomas de ansiedad (ahora denominado sintomas simpaticos de ansiedad) y el item 15 paso al factor de sintomas de somatizacion (ahora denominado sintomas vasovagales de ansiedad). La varianza media extraida del factor de sintomas vasovagales de ansiedad y su confiabilidad compuesta mejoraron muy ligeramente (VME paso de 0,310 a 0,315 y [omega] de 0,724 a 0,730), al igual que ocurrio en el factor de sintomas simpaticos de ansiedad (VME paso de 0,381 a 0,388 y [omega] de 0,783 a 0,787), pero persistio el problema de validez convergente. Las correlaciones entre los factores disminuyeron ligeramente, siendo menores que 0,80, pero persistio el problema de validez discriminante. Los indices de bondad de ajuste presentaron mejorias menores a seis milesimas, por lo que el modelo revisado no representa una mejoria sustancial con respecto al original (vease Tabla 4).

Al definirse el modelo de un factor general de distres y tres factores jerarquizados (1FG_3FJ), usando la configuracion revisada desde el analisis factorial exploratorio (depresion, sintomas simpaticos de ansiedad y sintomas vasovagales de ansiedad), los indices de ajuste del modelo (vease Tabla 4), asi como las cargas factoriales, valores de VME y confiabilidad compuesta de los tres factores jerarquizados no variaron con respecto al modelo revisado de tres factores correlacionados (3F-rev). El factor general de distres tuvo validez convergente (VME = 0,738 y (c) = 0,894) (vease Figura 4).

5. Discusion

Se planteo como primer objetivo describir la distribucion y establecer la discriminabilidad y consistencia interna de los items del BSI-18. Las distribuciones de los items presentaron mayor concentracion en puntuaciones bajas, asi la mayoria de ellos tuvieron una mediana de 0 que corresponde a una respuesta de nada, reflejando que estas mujeres reportan un bajo nivel de distres. Si se considera el punto de corte de 13 (en un rango de 0 a 72) sugerido para mujeres con cancer (4), en la presente muestra habria un 37,4% de casos de distres. Este porcentaje es similar al reportado en otros estudios, cuyo valor oscila de 25 a 43%(2-4). Debe observarse que el punto de corte esta por debajo de un quinto del rango potencial de la escala, es decir, corresponde a un valor bajo que implica responder al menos cuatro items con valor nulo. Por tanto, el estado de distres no es muy marcado en esta poblacion. Volviendo a las caracteristicas distribucionales de los items, la asimetria mas extrema se presento en el item 17 sobre ideacion suicida, el cual mostro efecto suelo (mas del 90% de su distribucion se concentro en el valor minimo). No obstante, al presentar este item casos en cada una de las cinco categorias ordenadas de respuesta, ser discriminativo y contar con consistencia interna se conservo. Desde estos datos se puede afirmar que la ideacion suicida es poco frecuente en mujeres diagnosticadas con cancer de mama, como ya se senalo en el estudio de Robson, Scrutton, Wilkinson y MacLeod (25). La expectativa de que los items fueran discriminativos y consistentes no solo se cumplio con este item con asimetria y apuntamiento extremos, sino tambien con el resto de los items (10,12,20).

Se formulo como segundo objetivo estimar la consistencia interna de la escala, teniendose una expectativa de consistencia interna alta. Los presentes datos apoyan esta hipotesis. Al igual que en el estudio original se obtuvo un valor del coeficiente alfa de Cronbach de 0,89 (12).

Se enuncio como tercer objetivo explorar la estructura factorial de los items del BSI-18 debido a que no esta clara desde los distintos estudios publicados (un factor, tres y cuatro factores). Para este objetivo exploratorio se considero la convergencia de los criterios mas precisos para determinar el numero de factores, un metodo de factorizacion (que descompone la varianza total del item en comunidad y unicidad) apropiado para items ordinales y un metodo de rotacion que permite la correlacion entre los factores. Se obtuvo apoyo para un modelo de un factor (datos de comparacion de Ruscio y Roche, la media minima de las correlaciones parciales al cuadrado y el factor de aceleracion), dos factores (analisis paralelo de Horn y coordenadas optimas, usando como punto de interseccion el percentil 95) y tres (analisis paralelo de Horn y coordenadas optimas, usando como punto de interseccion el percentil 50 o la media aritmetica). El modelo de un factor ya previamente habia sido defendido (16,17) por la alta correlacion entre los factores, hecho que se observa tambien en el presente estudio. Cabe mencionar que el punto de interseccion definido por la mediana o percentil 50 de los autovalores en las muestras aleatorias generadas fue originariamente propuesto por Horn y parece ofrecer mejor resultado que el percentil 95 como punto de interseccion, el cual fue posteriormente propuesto (15).

El modelo de dos factores correlacionados fue el mas novedoso, no habiendose previamente reportado. Los factores presentaron una interpretacion clara: sintomas cognitivo-emocionales y sintomas fisiologicos de malestar emocional. El primero con consistencia interna alta y el segundo aceptable, y compartiendo menos de la mitad de la varianza. Por lo que se considero como una opcion posible.

El modelo de tres factores correlacionados en el analisis factorial exploratorio tambien presento una interpretacion clara, pero difiere ligeramente de la obtenida por Derogatis (12). El factor de depresion se reprodujo totalmente con una consistencia interna alta. Los otros dos factores tuvieron una consistencia interna aceptable. Uno relacionado con sintomas vasovagales de ansiedad y el otro con sintomas simpaticos de ansiedad. Las varianzas compartidas entre los factores fueron menores que ,50. Por lo que tambien se considero como una opcion valida.

El cuarto objetivo planteado en el estudio fue contrastar los modelos de un factor defendido por Meijer et al., (21) y Prelow et al., (16) y tres factores desde los resultados de Derogatis (12), asi como los derivados del analisis factorial exploratorio (uno, dos y tres factores), usando analisis factorial confirmatorio por un metodo adecuado para items ordinales, como es minimos cuadrados no ponderados (24). Se considero no solo la bondad de ajuste (ocho indices), relacion entre ajuste y parsimonia (tres indices parsimoniosos) y ajuste diferencial entre modelos (seis indices), sino tambien la validez convergente (varianza media extraida mayor que la mitad y confiabilidad compuesta mayor o igual que 0,70), discriminante (varianza compartida entre los factores menor que dos tercios y menor que la varianza media extraida de cada factor) y consistencia interna (coeficiente alfa de Cronbach mayor o igual que 0,70) de los factores.

Ningun modelo cumplio con todos los criterios. Aunque la confiabilidad compuesta (por el coeficiente omega de McDonald) fue mayor que ,70, la varianza media extraida fue menor que ,50 en todos los factores, siendo el factor de depresion (modelos de tres factores: 3F_Orig, 3F_Rev y 1FG_3FJ) el que estuvo mas proximo a cumplir con los dos requisitos de validez convergente. Aunque en los modelos de dos y tres factores correlacionados derivados del analisis factorial exploratorio, las varianzas compartidas entre los factores fueron menores que dos tercios, estas fueron mayores que las varianzas medias extraidas de los factores, por lo que no satisficieron los requisitos de validez discriminante. En el modelo de tres factores original la varianza compartida entre los factores de ansiedad y depresion fue mayor que dos tercios. Los dos modelos de tres factores tuvieron buen ajuste por los ocho indices contemplados y sin diferencia de bondad ajuste por los indices relativos, mayor bondad de ajuste que los modelos de un factor y dos factores correlacionados, parsimonia alta y buena relacion entre ajuste y parsimonia.

El modelo de un factor fue el que tuvo el indice de parsimonia mas alto y la mejor relacion entre ajuste y parsimonia, pero carecio de validez convergente por el criterio de la varianza media extraida.

Un modelo que integra las caracteristicas de mejor ajuste y validez interna y consistencia interna de sus factores, la existencia de un factor general y supera los problemas de validez discriminante seria el modelo jerarquizado, por lo que resulta la mejor opcion. En este modelo, la presencia de distres determina las quejas depresivas, los sintomas simpaticos de ansiedad y los sintomas vasovagales de ansiedad.

Como limitacion del estudio cabe mencionar el uso de una muestra no probabilistica incidental. El tiempo transcurrido desde el diagnostico y el estadio del cancer fueron variables. A favor de la muestra usada, en comparacion con los estudios previos publicados, se tiene la homogeneidad en las caracteristicas de sexo (todas mujeres), bajos recursos economicos, diagnostico (canceres de mama) y estar en fase de tratamiento, ademas del tamano muestral (mayor que 200). La escala de medida de las variables analizadas (items) es ordinal, por lo que se uso estadisticos descriptivos adecuados a estas variables y el metodo de minimos cuadrados no ponderados. Se podria criticar el uso de la correlacion productomomento de Pearson y el coeficiente alfa de Cronbach en lugar de la correlacion policorica y el coeficiente alfa ordinal. Al contarse con cinco categorias ordenadas de respuesta en los items y no alcanzarse un tamano muestral de al menos 300 participantes, resulta mas adecuado para el analisis factorial las correlaciones de Pearson que las policoricas (18).

Se concluye que todos los items del BSI-18 son discriminativos (entre los grupos de puntuaciones altas y bajas en la escala) y consistentes, por lo que pueden ser retenidos. Sus distribuciones se concentran en valores bajos, mostrando asimetria positiva, siendo el item 17 sobre ideacion suicida el mas extremo en esta caracteristica, por lo que el pensamiento suicida es muy poco frecuente entre las participantes del estudio. La escala presenta consistencia interna alta. El modelo de un factor general de distres y tres factores jerarquizados (depresion, sintomas simpaticos de ansiedad y sintomas vasovagales de ansiedad) presenta las mejores caracteristicas de ajuste, validez convergente de los factores, y supera el problema de validez discriminante entre los factores. Aparte reafirma la existencia de un factor general defendido por otros estudios anteriores. El numero de tres factores seria sustentado por el analisis paralelo de Horn y coordenadas optimas, usando como punto de interseccion la mediana o la media aritmetica. A su vez, la existencia de un factor unico seria sustentada por la convergencia del analisis de Ruscio y Roche, Velicer y el factor de aceleracion.

Se sugiere estudiar, dentro de esta poblacion, la validez criterial con escalas que midan distres, como el termometro del distres de la National Comprehensive Cancer Network (1), asi como validez convergente con escalas de estres, ansiedad y depresion. Se sugiere estudiar la validez cruzada del modelo jerarquizado propuesto en este estudio con otras poblaciones clinicas (mujeres con cancer de mama versus hombres con cancer de prostata, pacientes con cancer versus cardiopatia). Se recomienda la baremacion de la escala como un puntaje total, especialmente para establecer el punto de corte para casos clinicos.

http://dx.doi.org/ 10.5209/PSIC.57088

6. Agradecimientos

A Elisa Alejandra Garza Franco, Jessica Mariel Villasenor Quintanar, Isabela Ines Medrano y Sahian Scheccid Galvan Aranda, alumnas de la Carrera de Psicologia Clinica y de la Salud del Tecnologico de Monterrey por su valioso apoyo en la aplicacion de instrumentos y el vaciado de datos.

7. Referencias bibliograficas

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Melina Miaja Avila [1] *; Jose Moral de la Rubia [2]

[1] Tecnologico de Monterrey, Centro de Cancer de Mama e Instituto de Bienestar Integral. Facultad de Psicologia, Universidad Autonoma de Nuevo Leon. Monterrey. Mexico.

E-mail: miajaam@live.com.mx

[2] Facultad de Psicologia, Universidad Autonoma de Nuevo Leon. Monterrey. Mexico.

E-mail: jose_moral@hotmail.com

* Direccion de correspondencia: Melina Miaja Avila. Facultad de Psicologia, Universidad Autonoma de Nuevo Leon. C/Dr. Carlos Canseco 110. Col. Mitras Centro. Monterrey, NL, Mexico. E-mail: miajaam@live.com.mx

Leyenda: Figura 1. Modelo de un factor (1F).

Leyenda: Figura 2. Modelo de dos factores derivado de analisis factorial exploratorio (2F_AFE).

Leyenda: Figura 3. Modelo original de tres factores (3F_Orig).

Leyenda: Figura 4. Modelo revisado de un factor general de distres y tres factores jerarquizados (1FG_3FJ).
Tabla 1. Descripcion de las variables sociodemograficas

Variables                   Valores              f       %

Estado civil                 Casada             125    61,6
                            Soltera             22     10,8
                      Separada/divorciada       20      9,9
                          Union libre           25     12,3
                             Viuda              11      5,4
                             Total              203    100,0
Escolaridad                 Ninguna              1      0,5
                            Primaria            44     21,7
                           Secundaria           54     26,6
                         Media superior         46     22,7
                          Profesional           57     28,1
                            Posgrado             1      0,5
                             Total              203     100
Situacion laboral          Estudiante            1      0,5
                       Trabajadora activa       40     19,7
                            Jubilada             5      2,5
                       Incapacidad medica       11      5,4
                          Desempleada           16      7,9
                       Tareas domesticas        130     64
                             Total              203     100
Ingreso familiar      Menos de 3,000 pesos      59     29,1
mensual en el           De 3,000 a 5,999        76     37,4
ultimo ano             De 6,000 a 11,999        39     19,2
                       De 12,000 a 23,999       19      9,4
                       De 24,000 a 47,999        6       3
                      Desconozco/no quiero       4       2
                    compartir la informacion
                             Total              203     100

f = frecuencia absoluta simple % = porcentaje. Fuente: elaborada por
los autores.

Tabla 2. Distribucion, discriminabilidad y consistencia interna de los
items.

Items                         Porcentaje

                        N      P      R      B     M    A

1 Sensacion de         62,1   25,6   6,9    3,4   2,0   1
desmayo o mareos

2 No sentir interes    61,6   15,8   11,3   5,9   5,4   1
por las cosas

3 Nerviosismo o        53,7   23,6   12,3   4,9   5,4   1
temblor

4 Dolores en el        63,5   20,2   10,8   3,0   2,5   1
corazon o en el
pecho

5 Sentirse solo        68,5   9,4    10,3   4,4   7,4   1

6 Sentirse tenso o     44,8   25,6   15,3   7,9   6,4   ,3
alterado

7 Nauseas o malestar   52,7   22,2   9,9    9,4   5,9   1
en el estomago

8 Sentimientos de      35,0   29,1   19,2   6,9   9,9   ,4
tristeza

9 Sustos repentinos    77,3   13,8   4,4    2,0   2,5   1
y sin razon

10 Falta de aire       70,0   17,7   7,4    3,4   1,5   1

11 Sentir que usted    80,3   8,4    4,4    2,0   4,9   1
no vale nada

12 Ataques de terror   89,2   4,9    2,0    2,5   1,5   1
o panico

13 Adormecimiento u    47,8   28,6   11,8   6,4   5,4   ,3
hormigueo en ciertas
partes del cuerpo

14 Sentirse sin        79,3   11,3   4,4    0,5   4,4   1
esperanza en el
futuro

15 Sentirse tan        70,4   14,8   7,9    2,0   4,9   1
inquieto que no
puede permanecer
sentado

16 Sentirse debil en   48,8   27,1   13,3   7,4   3,4   ,3
partes del cuerpo

17 Pensamientos de     92,6   3,9    1,5    0,5   1,5   I
poner fin a su vida

18 Sentirse con        63,1   17,2   10,3   4,4   4,9   1
miedo

Items                  Discr.                  Consist.

                       [Z.sub.U]    [r.sub.i,t-i]   [[alfa].sub.t-i]

1 Sensacion de         -6,052 ***       ,422              ,885
desmayo o mareos

2 No sentir interes    -7,954 ***       ,628              ,878
por las cosas

3 Nerviosismo o        -7 441 ***       ,531              ,882
temblor

4 Dolores en el        -5,294 ***       ,384              ,887
corazon o en el
pecho

5 Sentirse solo        -7,582 ***       ,628              ,878

6 Sentirse tenso o     -8,344 ***       ,669              ,876
alterado

7 Nauseas o malestar   -5,604 ***       ,357              ,889
en el estomago

8 Sentimientos de      -8,722 ***       ,690              ,876
tristeza

9 Sustos repentinos    -6,135 ***       ,593              ,881
y sin razon

10 Falta de aire       -6,581 ***       ,562              ,881

11 Sentir que usted    -6,283 ***       ,602              ,880
no vale nada

12 Ataques de terror   -5,074 ***       ,526              ,883
o panico

13 Adormecimiento u    -6,587 ***       ,518              ,882
hormigueo en ciertas
partes del cuerpo

14 Sentirse sin        -6,138 ***       ,570              ,881
esperanza en el
futuro

15 Sentirse tan        -4,928 ***       ,403              ,886
inquieto que no
puede permanecer
sentado

16 Sentirse debil en   -7,462 ***       ,470              ,884
partes del cuerpo

17 Pensamientos de     -3,532 ***       ,349              ,887
poner fin a su vida

18 Sentirse con        -6,617 ***       ,512              ,883
miedo

Categorias ordenadas de respuesta a los items: N = nada (0), P =
poco (1), R = regular (2), B = bastante (3), M = mucho (4). A =
coeficiente de asimetria percentilico de Kelley, [Z.sub.U] = valor
estandarizado del estadistico U, *** p < 0,001 en el contraste
bilateral de igualdad de tendencia central por la prueba U de
Mann-Whitney, [r.sub.i,t-i] = correlacion del item con el resto de
la escala por el coeficiente de Pearson y [[alfa].sub.t-i] =
coeficiente de consistencia interna de Cronbach de la escala
eliminado el item. Fuente: elaborada por los autores.

Tabla 3. Matrices de configuracion de dos y tres factores y
factorial de un factor.

Items                       3 factores      2 factores
                                                            1
                       F1     F2     F3     F1     F2     factor

1. Sensacion de                      ,596          ,648   ,423
desmayo o mareos

2. No sentir interes   ,504                 ,493          ,665
por las cosas

3. Nerviosismo o              ,464          ,301   ,314   ,556
temblor

4. Dolores en el              ,454                 ,351   ,403
corazon o en el
pecho

5. Sentirse solo       ,771                 ,906          ,686

6. Sentirse tenso o           ,455          ,417   ,361   ,708
alterado

7. Nauseas o                         ,507          ,580   ,365
malestar en el
estomago

8. Sentimientos de     ,579                 ,693          ,738
tristeza

9. Sustos repentinos          ,551          ,500          ,641
y sin razon

10. Falta de aire                    ,586          ,707   ,578

11. Sentir que usted   ,909                 ,751          ,655
no vale nada

12. Ataques de                ,826          ,366          ,556
terror o panico

13. Adormecimiento u                 ,307          ,370   ,541
hormigueo en ciertas
partes del cuerpo

14. Sentirse sin       ,574                 ,809          ,620
esperanza en el
futuro

15. Sentirse tan                     ,329          ,422   ,437
inquieto que no
puede permanecer
sentado

16. Sentirse debil                   ,696          ,573   ,481
en partes del cuerpo

17. Pensamientos de    ,505                 ,362          ,373
poner fin a su vida

18. Sentirse con              ,660          ,585          ,560
miedo

Metodo de extraccion: Minimos cuadrados no ponderados.
Metodo de rotacion: Normalizacion Promax con Kaiser.

Fuente: elaborada por los autores.

Tabla 4. indices de ajuste.

indices                             Interpretacion
de ajuste                  Bueno                       Malo

[X.sup.2]
gl
[ji al                      < 2                         > 3
  cuadrado]/gl
GFI              [mayor que o igual a] ,95             < ,85
AGFI             [mayor que o igual a] ,90             < ,80
NFI              [mayor que o igual a] ,95             < ,85
CFI              [mayor que o igual a] ,95             < ,85
RFI              [mayor que o igual a] ,95             < ,85
RMSEA            [menor que o igual a] ,05   [menor que o igual a] ,08
SRMR             [menor que o igual a] ,07   [menor que o igual a] ,10
RP               [mayor que o igual a] ,75
PNFI             [mayor que o igual a] ,80             < ,60
PCFI             [mayor que o igual a] ,80             < ,60
PGFI             [mayor que o igual a] ,70             < ,50

indices            3F      3F-Rev      2F       1F
de ajuste         Orig    y FG-3FJ    AFE

[X.sup.2]        150,46   145,093    187,97   234,30
gl                132       132       134      135
[ji al            1,13     1,099      1,40     1,80
  cuadrado]/gl
GFI               ,978      ,979      ,973     ,966
AGFI              ,972      ,973      ,966     ,957
NFI               ,967      ,968      ,958     ,948
CFI               ,996      ,997      ,988     ,977
RFI               ,961      ,963      ,952     ,941
RMSEA             ,026      ,022      ,045     ,060
SRMR              ,065      ,063      ,071     ,079
RP                ,863      ,863      ,876     ,882
PNFI              ,834      ,835      ,839     ,836
PCFI              ,859      ,860      ,865     ,862
PGFI              ,755      ,756      ,762     ,763

Chi/cuadrada ([ji al cuadrado]) y grados de libertad (gl). indices de
ajuste: Chi/cuadrada relativa ([ji al cuadrado]/gl), indice de bondad
de ajuste (GFI) de Joreskog y Sorbom y su modalidad corregida (AGFI),
indice normado de ajuste (NFI) de Bentler y Bonett, indice comparativo
de ajuste (CFI) de Bentler, indice relativo de ajuste (RFI) por el
coeficiente rho de Bollen, error de aproximacion cuadratico medio
(RMSEA) y residuo estandarizado cuadratico medio (SRMR). Razon de
parsimonia (RP). indices de relacion ajuste y parsimonia: indice de
bondad de ajuste de parsimonia (PGFI), indice de ajuste de parsimonia
normalizado (PNFI) y indice de ajuste comparativo de parsimonia
(PCFI). Modelo de tres factores correlacionados original (3F_Orig.),
modelo de tres factores correlacionados revisado desde el analisis
factorial exploratorio (3F_Rev.), modelo de tres factores
jerarquizados (desde su configuracion en el analisis factorial
exploratorio) a un factor general de distres (1FG_3FJ), modelo de dos
factores derivado del analisis factorial exploratorio (2F_AFE) y
modelo de un factor. Fuente: elaborada por los autores.
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Author:Miaja Avila, Melina; Moral de la Rubia, Jose
Publication:Psicooncologia
Date:May 1, 2017
Words:8417
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