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Version espanola de la "escala de catastrofizacion del dolor": estudio psicometrico en mujeres sanas.

Introduccion

El dolor cronico constituye un problema de salud de primer orden. En Espana, el 30,5% de las personas convive con condiciones clinicas dolorosas de larga duracion como el dolor lumbar o el cervical (Instituto Nacional de Estadistica, 2010). La poblacion femenina es la que padece con mas asiduidad algunos de los principales trastornos relacionados con el dolor. Por ejemplo, de los pacientes de servicios de reumatologia de varios paises europeos, el 75% son mujeres (Branco et al., 2010). Ademas, se ha constatado que las mujeres experimentan mas dolor clinico, malestar asociado al dolor y sensibilidad al dolor inducido experimentalmente que los hombres (Paller, Campbell, Edwards y Dobs, 2009). Para explicar dichas diferencias se ha apelado a mecanismos biologicos y psicosociales tales como las hormonas gonadales, los moduladores endogenos del dolor, los roles de genero y los factores cognitivos/afectivos (Fillingim, King, Ribeiro-Dasilva, Rahim-Williams y Riley, 2009). El dolor repercute significativamente en la calidad de vida de la persona, dificultando su adecuado funcionamiento fisico, desempeno social y bienestar emocional y perturbando su sueno (LopezSilva, Sanchez de Enciso, Rodriguez-Fernandez y Vazquez-Seijas, 2007; Miro, Martinez, Sanchez, Prados y Diener, 2012; Ramirez-Maestre y Valdivia, 2003). Asimismo, las condiciones de dolor llevan asociados importantes costos para la comunidad. En Espana la proporcion de pacientes con enfermedades musculoesqueleticas que reciben subsidios por discapacidad oscila entre el 2,2% y el 9,1%, comportando estas enfermedades elevados gastos economicos para el sistema sanitario, que en el caso de la fibromialgia alcanzan una media de 908,67 euros (costos ambulatorios directos) por persona al ano (Soares-Weiser et al., 2010).

El enfoque biopsicosocial es el marco conceptual mas ampliamente aceptado en la actualidad para entender y tratar el dolor cronico (Gatchel, Peng, Peters, Fuchs y Turk, 2007). En este contexto se considera el dolor como una experiencia influida por procesos neurobiologicos, pero tambien por cogniciones, emociones y conductas y que es vivida en el marco de relaciones interpersonales y claves culturales particulares. Entre los parametros psicologicos mas importantes asociados al aumento del dolor, el malestar emocional y la discapacidad fisica, figuran la ansiedad y el miedo al dolor, la indefension y la catastrofizacion del dolor (Keefe, Rumble, Scipio, Giordano y Perri, 2004). En los ultimos anos ha adquirido una gran relevancia el modelo de miedo-evitacion del dolor (Leeuw et al., 2007) que vincula estos componentes en una formulacion cognitivoconductual sobre la persistencia del dolor. Segun esta propuesta si la persona evalua negativamente el dolor y lo interpreta de manera catastrofista, surge el miedo y la ansiedad ante el dolor, la excesiva atencion al dolor y la evitacion/escape de la actividad que se estima que aumenta el dolor. Estas reacciones conducen al deterioro del sistema muscular, a la discapacidad y a la depresion. A su vez, todo ello intensifica la vivencia del dolor contribuyendo a una espiral que incrementa el miedo y la evitacion. Diversas investigaciones han mostrado la validez de este modelo (Cook, Brawer y Vowles, 2006; Martinez, Sanchez, Miro, Medina y Lami, 2011; Nieto, Miro y Huguet, 2009).

La catastrofizacion del dolor "se caracteriza por la tendencia a magnificar el valor amenazante de los estimulos de dolor y sentirse indefenso en el contexto del dolor, y por una relativa incapacidad para inhibir los pensamientos relacionados con el dolor antes, durante o despues de un encuentro doloroso" (Quartana, Campbell y Edwards, 2009, p. 746). En los ultimos anos varias revisiones han debatido sobre la naturaleza de este constructo (Martorella, Cote y Choiniere, 2008; Quartana et al., 2009; Sullivan et al., 2001). La contribucion de la catastrofizacion al dolor esta ampliamente demostrada tanto en muestras clinicas como en muestras sanas. En diversas condiciones de dolor musculo-esqueleticas se ha encontrado que la catastrofizacion esta relacionada con mayor gravedad del dolor, malestar emocional, discapacidad, mala respuesta al tratamiento (Edwards, Bingham, Bathon y Haythornthwaite, 2006), menor autoeficacia en el funcionamiento fisico y el manejo de los sintomas (Sanchez, Martinez, Miro y Medina, 2011) e incluso mayor ideacion suicida (Edwards, Smith, Kudel y Haythornthwaite, 2006). En muestras sanas tambien se ha verificado que la catastrofizacion contribuye a la intensidad del dolor en tests de induccion de dolor (Weissman-Fogel, Sprecher y Pud, 2008) y en pruebas neurodinamicas (Beneciuk, Bishop y George, 2010), que en personas con dolor dental se asocia con una mayor sensibilidad y menor tolerancia al dolor termico (Edwards, Fillingim, Maixner, Sigurdsson y Haythornthwaite, 2004) y que en sujetos sanos con cefaleas se relaciona con mayor sintomatologia depresiva (Buenaver, Edwards, Smith, Gramling y Haythornthwaite, 2008).

La catastrofizacion del dolor puede ser un importante factor de riesgo en la transicion del dolor agudo al dolor cronico. Asi, se ha constatado que los sujetos inicialmente sanos con niveles elevados de catastrofizacion tienen mas riesgo de desarrollar dolor cronico y discapacidad (Picavent, Vlaeyen y Schouten, 2002), que las personas sin dolor o con dolor no cronico presentan un patron de "dosisrespuesta" de tal modo que aquellas con niveles mas altos de catastrofizacion informan de dolor mas intenso (Buer y Linton, 2002) y que en trabajadores con lesiones musculo-esqueletales subagudas la catastrofizacion predice la persistencia del dolor (Wideman y Sullivan, 2011). Estudios recientes de revision (Campbell y Edwards, 2009) y empiricos (Quartana et al., 2010) han examinado las vias neurobiologicas a traves de las cuales la catastrofizacion puede contribuir a la vulnerabilidad a desarrollar o mantener un problema de dolor. Desde este enfoque, la deteccion precoz de la catastrofizacion en personas sanas que puedan estar expuestas en un futuro a una condicion dolorosa, asi como la intervencion temprana en esta variable, resultan cruciales para impedir su cronificacion.

Por otra parte y en relacion al sexo, se ha observado que las mujeres muestran niveles mas altos de catastrofizacion que los hombres, constatandose que la catastrofizacion media las diferencias de sexo en parametros de dolor tanto en pacientes con dolor cronico (Keefe et al., 2000) como en personas sanas (Edwards, Haythornthwaite, Sullivan y Fillingim, 2004; Forsythe, Thorn, Day y Shelby, 2011).

Una de las medidas mas utilizadas para evaluar este constructo es la "Escala de catastrofizacion del dolor" (Pain Catastrophizing Scale, PCS; Sullivan, Bishop y Pivik, 1995), de la que se dispone de datos sobre su estructura factorial, fiabilidad y validez (p. ej., osman et al., 1997, 2000). La PCS ha sido adaptada a diferentes idiomas y poblaciones. Se ha desarrollado una version en aleman (Meyer, Sprott y Mannion, 2008) y en chino (Yap et al., 2008), ambas en pacientes con dolor cronico, y una version en frances con estudiantes universitarios (French et al., 2005). Asimismo, se han elaborado versiones para su uso en poblacion infantil (Crombez et al., 2003) y adolescente (Tremblay et al., 2008). En Espana, se ha realizado una adaptacion al espanol en pacientes con fibromialgia (GarciaCampayo et al., 2008) y al catalan en pacientes con esguince cervical (Miro, Nieto y Huguet, 2008). Respecto de la composicion interna de la PCS, algunas investigaciones que han utilizando el analisis factorial exploratorio en muestras no clinicas (osman et al., 1997), en trabajadores con lesiones de espalda (Chibnall y Tait, 2005) y en pacientes con reconstruccion del ligamento cruzado anterior (George, Lentz, Zeppieri, Lee y Chmielewki, 2012), han identificado una estructura bifactorial, con un factor que contiene items combinados de las subescalas Indefension y Magnificacion y otro factor diferenciado con los items de la subescala de Rumiacion. Sin embargo, otros estudios utilizando el analisis factorial confirmatorio han informado de la estructura trifactorial de la PCS en controles sanos (osman et al., 1997) y en pacientes con fibromialgia (Garcia-Campayo et al., 2008), asi como la invariancia de esta estructura entre personas con dolor bajo de espalda cronico, fibromialgia y sanas (Van Damme, Crombez, Bijttebier, Goubert y van Houdenhove, 2002).

Dado el destacado papel de la catastrofizacion en la experiencia del dolor, resulta necesario disponer de una version espanola de la PCS que mida con precision esta caracteristica psicologica, tanto en muestras clinicas como no clinicas. Sin embargo, no existe, hasta la fecha, ningun estudio que haya examinado las propiedades psicometricas de este instrumento en poblacion general espanola. Considerando que la catastrofizacion constituye un factor de riesgo en la cronificacion del dolor (Picavent et al., 2002), esta medida puede resultar fundamental con vista a la identificacion precoz de las personas vulnerables a desarrollar respuestas disfuncionales ante el dolor. Ademas, y puesto que las mujeres experimentan de manera mas intensa y perturbadora el dolor que los hombres (Paller et al., 2009), puede ser de gran utilidad disponer de una version espanola de la PCS validada para su uso en mujeres. Finalmente, disponer de una version abreviada de la PCS, contribuiria a agilizar la evaluacion de las caracteristicas psicologicas asociadas al dolor. Por todo ello, el presente estudio esta dirigido a analizar la adecuacion psicometrica (fiabilidad, validez y composicion interna) de la PCS (y una version abreviada) en una muestra de mujeres espanolas sanas.

Metodo

Participantes

Participaron 312 mujeres de la poblacion general de Granada (Espana). El rango de edad oscilo entre 20 y 57 anos, con una media de 34,08 (DT= 9,99). El 49,8% de las participantes estaba casada, el 44,7% soltera y el 4,5% separada o divorciada. En cuanto al nivel educativo, el 14,7% tenia estudios basicos, el 35,7% estudios medios y el 49,4% estudios universitarios. El 65,2% de las mujeres tenia una situacion laboral activa, el 19,3% eran estudiantes y el 14,8% estaban sin trabajo.

Respecto a la salud actual, el 59,9% de las mujeres refirio un estado de salud bueno, el 23,1% aceptable y el 17% excelente. El 85,6% indico no tener ninguna enfermedad y el 13,8% refirio enfermedades comunes (p. ej., hipercolesterolemia, alergias, asma, hipertension arterial). Con relacion a los habitos de vida, el 47,7% informo no hacer actividad fisica, el 31,6% la realizaba de manera no sistematica y el 20,6% practicaba actividad fisica habitualmente. El 77,6% refirio consumir sustancias estimulantes a diario (te, cafe o refrescos de cola), el 65,7% no fumaba y el 56,8% se declaro no consumidor de bebidas alcoholicas.

Instrumentos

* "Escala de catastrofizacion del dolor" (Pain Catastrophizing Scale, PCS; Sullivan, Bishop y Pivik, 1995). Esta escala consta de 13 items que evaluan, en una escala Likert de 0 (nada en absoluto) a 4 (todo el tiempo), aspectos especificos de la catastrofizacion ante el dolor: rumiacion, magnificacion e indefension. En muestras comunitarias de adultos, la PCS ha presentado adecuada consistencia interna y validez de criterio, concurrente y discriminante (osman et al., 2000).

* "Cuestionario de dolor de McGill, version abreviada" (McGill Pain Questionnaire, short-form, MPQ-SF; Melzack, 1987). El MPQ-SF explora la experiencia de dolor considerando 15 descriptores verbales de dolor (sensorial y afectivo), un indice de dolor actual y una escala analogica visual (VAS) para evaluar la intensidad del dolor durante la ultima semana (de 1= sin dolor a 10= dolor extremo). En el presente estudio se utilizo la VAS. Las propiedades psicometricas del MPQ han sido adecuadas en la version para hispanohablantes, constatandose la validez concurrente de la VAS (Lazaro et al., 2001).

* "Escala de sintomas de ansiedad ante el dolor" (Pain Anxiety Symptoms Scale, PASS-20; McCracken y Dhingra, 2002). Esta escala explora componentes pertenecientes a la ansiedad ante el dolor: miedo, escape/evitacion, ansiedad fisiologica y ansiedad cognitiva. Esta compuesta por 20 items con opcion de respuesta tipo Likert de 0 (nunca) a 5 (siempre). En muestras no-clinicas la PASS-20 posee buena consistencia interna y validez concurrente (Abrams, Carleton y Asmundson, 2007). La version espanola, realizada por los autores de este trabajo, presento en esta muestra una consistencia interna de 0,91.

* "Cuestionario de vigilancia y conciencia del dolor" (Pain Vigilance and Awareness Questionnaire, PVAQ; McCracken, 1997). Esta medida examina la conciencia, la vigilancia y la observacion del dolor, a traves de 16 items de respuesta tipo Likert que va de 0 (nunca) a 5 (siempre). En personas sanas el PVAQ ha demostrado tener una estructura bifactorial (atencion al dolor y atencion a los cambios del dolor) y una aceptable consistencia interna y fiabilidad test-retest (Roelofs, Peters, Muris y Vlaeyen, 2002). La version espanola, realizada por los autores de este trabajo, presento en esta muestra una consistencia interna de 0,89.

* "Inventario de ansiedad de Beck" (Beck Anxiety Inventory, BAI; Beck, Epstein, Brown y Steer, 1988) traduccion espanola del BAI de Comeche, Diaz y Vallejo (1995). El BAI consta de 21 items que exploran la gravedad de sintomas ansiosos y a los que se responde segun una escala Likert de 0 (en absoluto) a 3 (gravemente). Estudios recientes han proporcionado datos normativos, de fiabilidad (consistencia interna de 0,93), validez factorial y validez discriminante de la version espanola del BAI (p. ej., Magan, Sanz y GarciaVera, 2008).

* "Inventario de depresion de Beck" (Beck Depression Inventory, BDI; Beck, Rush, Shaw y Emery, 1983) traduccion espanola del BDI de Comeche et al. (1995). El BDI incluye 21 conjuntos de items que evaluan la gravedad de los sintomas depresivos. En cada item (de cuatro enunciados de respuesta), la persona elige el enunciado que mejor describe como se ha sentido la ultima semana. Los items se puntuan en un rango de 0 a 3. Varios estudios han informado de la adecuada fiabilidad (consistencia interna de 0,83), validez convergente y validez discriminante de la version espanola del BDI (p. ej., Sanz y Vazquez, 1998).

* "Escalas de actitudes hacia la enfermedad" (Illness Attitudes Scales, IAS; Kellner, 1986). Esta medida explora las actitudes, miedos y creencias relacionadas con la conducta anormal de enfermedad y la hipocondria. Consta de 29 items, que se contestan segun una escala Likert de 0 (no) a 4 (casi siempre), agrupados en nueve subescalas: preocupacion por la enfermedad, preocupacion por el dolor, habitos de salud, creencias hipocondriacas, tanatofobia, fobia a la enfermedad, preocupacion por el cuerpo, experiencia con el tratamiento y efectos de los sintomas. Las IAS tienen buena validez discriminante, fiabilidad test-retest, validez concurrente y sensibilidad al cambio (Sirri, Grandi y Fava, 2008). La version espanola, realizada por los autores de este trabajo, presento en esta muestra una consistencia interna de 0,88.

Para el uso en nuestro contexto de la PCS, la PASS-20, el PVAQ y las IAS, estos instrumentos fueron traducidos al espanol y, posteriormente, traducidos de nuevo al ingles por un traductor ingles nativo con el fin de asegurarnos de su equivalencia semantica.

Procedimiento

La muestra de mujeres adultas de la poblacion general fue recabada en contextos comunitarios no asistenciales (p. ej., familiares de estudiantes universitarios, asociaciones de amas de casa, empleadas de centros comerciales). Para participar en esta investigacion debian cumplir con los siguientes criterios: 1) tener entre 18 y 60 anos; 2) ausencia actual de problemas medicos graves (incluyendo dolor cronico); 3) ausencia de antecedentes de alcoholismo o abuso de drogas y 4) ausencia actual de deterioro cognitivo, ideacion psicotica y de sintomas de ansiedad o depresion graves. Para garantizar que la muestra estuviera compuesta por personas sin dolor cronico u otras enfermedades, en la evaluacion se incluyeron preguntas acerca de como las participantes percibian su salud actual (segun las categorias: 1. Mala, 2. Aceptable, 3. Buena y 4. Excelente), si tenian alguna enfermedad diagnosticada (fisica o mental), consumian medicacion y como eran sus estilos de vida.

Se invito a 350 mujeres a participar en un estudio sobre las actitudes y conductas relacionadas con el dolor y la percepcion del estado de salud. El 9,14% de ellas declino colaborar en el estudio, por lo que la muestra quedo compuesta por 318 mujeres. Posteriormente fueron excluidas de los analisis 6 mujeres por incumplir el criterio de no tener dolor cronico u otras enfermedades, quedando asi la muestra definitiva.

Las participantes recibieron un cuadernillo con preguntas sobre datos personales y medicos asi como diversos cuestionarios. El cuadernillo se cumplimento de manera individual, en aproximadamente una hora y fue entregado en un plazo maximo de una semana. Las participantes firmaron un consentimiento informado para colaborar en la investigacion. No se facilito compensacion economica ni de ningun otro tipo. El estudio fue aprobado por el Comite Etico de la Universidad de Granada.

Analisis de datos

Las propiedades psicometricas de la PCS se examinaron con los programas SPSS 15.0 y AMOS 7.0. En todos los analisis se utilizaron niveles de significacion inferiores a 0,05. Para identificar la estructura subyacente a la PCS se utilizo el analisis factorial exploratorio (AFE) con el metodo de componentes principales (rotacion varimax). Para extraer el numero de factores se aplico el criterio de Kaiser (1960) basado en la retencion de los factores con valores propios iguales o superiores a 1. La razon sujetos-items (24:1) supero el valor minimo aceptable para el analisis factorial (Nunnally, 1978). Aplicando los criterios de Comrey y Lee (1992), con el fin de depurar el contenido de las dimensiones solo se eligieron las saturaciones por encima de 0,32. Siguiendo las pautas de estudios previos (George et al., 2012), se excluyeron los items con saturaciones significativas en mas de un factor si la diferencia entre saturaciones era menor de 0,25. Se considero que el AFE permitiria obtener una version abreviada de la PCS. La fiabilidad (consistencia interna) de la PCS se examino con el alfa de Cronbach, considerandose como adecuados valores comprendidos entre 0,70 y 0,80 (Nunnally y Bernstein, 1995).

Para examinar que modelo factorial subyacente a la PCS es el mas idoneo se realizo un analisis factorial confirmatorio (AFC) con el metodo de maxima probabilidad. Se utilizo el estadistico [ji al cuadrado], no obstante, y dadas sus limitaciones, se recurrio a indices adicionales como el error cuadratico medio de aproximacion (root mean squared error of approximation, RMSEA), el indice de ajuste comparado (comparative fit index, CFI) y el indice de validacion cruzada esperada (expected cross validation index, ECVI). En la linea de estudios instrumentales previos sobre la PCS, y para facilitar la comparacion, se estimo que valores inferiores a 0,08 en RMSEA (Thompson, 2004), superiores a 0,90 en CFI (Stevens, 2002) y bajos en ECVI (Browne y Cudeck, 1993) indicaban un aceptable ajuste del modelo.

La validez convergente de la PCS se determino mediante la relacion entre las variables, utilizandose para ello el coeficiente de correlacion de Pearson. Se consideraron correlaciones bajas (entre 0,10 y 0,29), medias (entre 0,30 y 0,49) y altas (a partir de 0,50) (Cohen, 1988). Se calculo la sensibilidad y la especificidad mediante tablas de contingencia para identificar el mejor punto de corte. Como paso previo se dividio la muestra en dos subgrupos: altos vs. bajos en conducta anormal de enfermedad. La comparacion entre subgrupos se realizo con la prueba t de Student, valorandose el tamano del efecto con la d de Cohen. El valor clasificatorio de los items de la PCS se examino con un analisis discriminante en el que se incluyeron los subgrupos mencionados.

Resultados

Estadisticos descriptivos

En la tabla 1 se presentan la media y la desviacion tipica obtenidas por las participantes en la PCS y en las restantes escalas administradas. Como era esperable, la muestra obtuvo puntuaciones medias relativamente bajas en todas las medidas consideradas.

Analisis factorial exploratorio, analisis de items y fiabilidad

Con anterioridad al AFE se calculo la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO= 0,93) y la prueba de esfericidad de Barlett ([ji al cuadrado]= 2756,89; p< 0,001), que indicaron la adecuacion de los datos para el analisis. El AFE identifico dos componentes que explicaban en conjunto el 65,58% de la varianza. Como consecuencia, quedaron definidos dos factores: la subescala Rumiacion (items 8, 9, 10 y 11) compuesta por los mismos items que la version original (Sullivan et al., 1995) y una subescala que combina la Magnificacion y la Indefension (items 3, 4, 5, 7 y 13). Los items 1, 2, 6 y 12 no contribuyeron de manera significativa a ninguna de las dos escalas. En la tabla 2 se muestra la saturacion de los items en cada factor. La escala de Rumiacion se refiere a la incapacidad de inhibir los pensamientos relacionados con el dolor (p. ej., "No dejo de pensar en lo mucho que me duele"). La escala de Magnificacion-Indefension describe la valoracion exagerada de los aspectos nocivos y amenazantes del dolor (p. ej., "Me pregunto si me puede pasar algo malo") y la evaluacion negativa de la capacidad de la persona para hacerle frente (p. ej., "Es horrible y siento que esto es mas fuerte que yo"). El conjunto de items de estas escalas constituyo la PCS-9.

El analisis descriptivo de los items de la PCS se puede consultar en la tabla 2. Los valores medios de respuesta oscilaron entre 0,49 del item 3 y 1,98 del item 8. El promedio de las correlaciones inter-item fue de 0,54. Las correlaciones itemtotal oscilaron entre 0,56 y 0,83. Se examino la consistencia interna de la PCS, la PCS-9 y de las subescalas derivadas del AFE. Los valores obtenidos fueron [alfa] = 0,94 para la PCS, [alfa] = 0,92 para la PCS-9, [alfa] = 0,92 para Rumiacion y [alfa] = 0,87 para Magnificacion-Indefension.

Analisis factorial confirmatorio

Como paso previo al AFC se comprobo la normalidad multivariante, la linealidad y la ausencia de observaciones atipicas. En el AFC se sometieron a contraste varios modelos partiendo de investigaciones anteriores y de los resultados del AFE del presente estudio. En primer lugar se llevo a cabo el AFC de la version original de 13 items (de la escala total unifactorial y de los tres factores originales) y, posteriormente, de la version de 9 items (de la escala total unifactorial y de los dos factores encontrados en el AFE). Los resultados no mostraron un buen ajuste de la PCS ni para la estructura unifactorial ([ji al cuadrado]= 601,70, gl= 77, p< 0,001, RMSEA= 0,15 e intervalo de confianza (IC) al 90%= 0,14-0,16, CFI= 0,81, ECVI= 2,14) ni para la estructura trifactorial original (Rumiacion, Magnificacion e Indefension) ([ji al cuadrado] = 377,03, gl= 75, p< 0,001, RMSEA= 0,11 e IC al 90%= 0,10-0,13, CFI= 0,89, ECVI= 1,42). Tampoco se observo un adecuado ajuste en la PCS-9 para la estructura unifactorial ([ji al cuadrado]= 468,52, gl= 35, p< 0,001, RMSEA= 0,20 e IC al 90%= 0,18-0,22, CFI= 0,78, ECVI= 1,65), sin embargo, la estructura bifactorial (Rumiacion y Magnificacion-Indefension) ([ji al cuadrado]= 204,26, gl= 34, p< 0,001, RMSEA= 0,13, e IC al 90%= 0,11-0,14, CFI= 0,91, ECVI= 0,80), ofrecio un modelo mas adecuado que los demas.

Validez convergente

Para analizar la validez convergente se correlaciono la PCS, la PCS-9 y las subescalas derivadas del AFE (Rumiacion y Magnificacion-Indefension) con las variables de ansiedad ante el dolor (PASS-20) y vigilancia y conciencia del dolor (PVAQ) (tabla 3). La PCS, la PCS-9 y sus subescalas presentaron correlaciones altas con la PASS-20 (Total y las subescalas de miedo, ansiedad fisiologica y cognitiva) y moderadas con la subescala de escape/evitacion. Asimismo, se observaron correlaciones altas de la PCS, la PCS-9 y sus subescalas con el PVAQ (Total y la subescala de atencion al dolor) y moderadas con la subescala atencion a los cambios del dolor. La PCS, la PCS-9 y sus subescalas presentaron correlaciones bajas con la intensidad del dolor.

Sensibilidad, especificidad y valor clasificatorio

En primer lugar se dividio la muestra en dos grupos en funcion de su puntuacion en las "Escalas de actitudes hacia la enfermedad" (IAS-Total), formando un grupo de 76 mujeres con alta conducta anormal de enfermedad (puntuaciones superiores al percentil 75, PD= 42) y un grupo de 83 mujeres con baja conducta anormal de enfermedad (puntuaciones inferiores al percentil 25, PD= 25). El grupo de alta conducta anormal de enfermedad obtuvo una media de 20,86 (DT= 10,88) y el grupo de baja conducta anormal de enfermedad de 6,88 (DT= 6,37) en la PCS. En el caso de la PCS-9, el grupo de alta conducta anormal de enfermedad obtuvo una media de 14,46 (DT= 7,77) y el grupo de baja conducta anormal de enfermedad de 4,76 (DT= 4,89). Los grupos difirieron significativamente en las puntuaciones de la PCS ([t.sup.95]= 9,96; p< 0,001; d= 1,56), la PCS-9 ([t.sup.95]= 9,23; p< 0,001; d= 1,17) y las subescalas de Rumiacion ([t.sup.95]= 7,38; p< 0,001; d= 1,17) y Magnificacion-Indefension ([t.sup.95]= 9,26; p< 0,001; d= 1,51). Se calculo la sensibilidad y la especificidad de acuerdo con las diversas puntuaciones directas de la PCS y la PCS-9 para los grupos de alta y baja conducta anormal de enfermedad. Para la PCS el punto de corte optimo que combina las maximas sensibilidad (0,80) y especificidad (0,78) recayo en la puntuacion 11. Para la PCS-9 el punto de corte optimo fue la puntuacion 8, con una sensibilidad de 0,78 y una especificidad de 0,80. La tabla 4 muestra estos resultados.

Para el analisis discriminante (tabla 4) se tomaron los subgrupos mencionados en el anterior apartado segun alta o baja conducta anormal de enfermedad. En un primer analisis se incluyeron los 13 items de la PCS. Los resultados mostraron una funcion discriminante con autovalor de 1,04 ([lambda] de Wilks= 0,49; [ji al cuadrado]= 106,15; p< 0,001) y una correlacion canonica de 0,71. La PCS consiguio discriminar correctamente al 84,3% de las participantes (se clasifico adecuadamente el 94% de las mujeres con baja conducta de enfermedad y el 73,70% de las mujeres con alta conducta de enfermedad). El centroide del grupo de baja conducta de enfermedad fue -0,96 y el del grupo de alta conducta de enfermedad 1,07. Los items con mayor correlacion con la funcion discriminante fueron los items 1, 6 y 13.

En un segundo analisis se incluyeron solo los 9 items de la PCS con el objetivo de comparar la capacidad discriminante respecto de la anterior. Se observo una funcion discriminante con autovalor de 0,83 ([lambda] de Wilks= 0,54; [ji al cuadrado]= 91,35; p< 0,001) y una correlacion canonica de 0,68. La PCS-9 fue capaz de discriminar correctamente el 79,2% de las participantes (se clasifico adecuadamente el 86,70% de las mujeres con baja conducta de enfermedad y el 71,10% de las mujeres con alta conducta de enfermedad). El centroide del grupo de baja conducta de enfermedad fue -0,85 y el del grupo de alta conducta de enfermedad 0,96. El item 13 mostro la mayor correlacion con la funcion discriminante.

Discusion

El presente estudio constituye la primera investigacion instrumental de la adaptacion de la "Escala de catastrofizacion del dolor" en mujeres espanolas sanas. De acuerdo con los resultados obtenidos, se puede afirmar que la version espanola de la PCS posee suficientes garantias psicometricas para ser aplicada a la poblacion femenina no clinica de nuestro pais. Esta escala ha demostrado tener adecuada consistencia interna, validez convergente y valor clasificatorio, lo que la convierte en una buena medida de la tendencia a realizar atribuciones alarmistas de las sensaciones corporales dolorosas. Este estudio aporta al ambito de la valoracion cognitiva del dolor una adaptacion al espanol de la PCS de potencial utilidad en la identificacion precoz de la catastrofizacion del dolor en mujeres de la poblacion general. Esto tiene un indudable valor practico ya que esta caracteristica psicologica contribuye a la transicion del dolor agudo al dolor cronico (Buer y Linton, 2002).

En la presente investigacion, como paso previo se examinaron los valores obtenidos por las participantes en las medidas psicologicas, constatandose niveles similares a los informados en estudios previos por muestras no clinicas en caracteristicas cognitivas/afectivas de dolor (Abrams et al., 2007; Roelofs et al., 2002), ansiedad (Magan et al., 2008), depresion (Sanz y Vazquez, 1998) y actitudes hacia la enfermedad (Stewart y Watt, 2000).

A continuacion, se puso a prueba la estructura original de tres factores de la PCS (Sullivan et al., 1995). El AFE no confirmo tal composicion sino que identifico una estructura bifactorial que incluye Rumiacion y Magnificacion-Indefension, coincidiendo con los resultados obtenidos por Osman et al. (1997), Chibnall y Tait (2005) y George et al. (2012). La escala de Rumiacion conserva los mismos items definidos en la original y hace referencia a la incapacidad de la persona de inhibir los pensamientos relacionados con el dolor. La escala de MagnificacionIndefension se refiere a la valoracion exagerada de los aspectos nocivos y amenazantes del dolor y a la evaluacion negativa de la capacidad de la persona para hacerle frente. Los items de la escala mostraron valores elevados en el analisis de correlacion item-total e inter-item, lo que refleja gran coherencia entre ellos (sin llegar a solaparse) respecto al constructo catastrofizacion. Se identifico un alpha de Cronbach de la escala total de 0,94, que disminuia ligeramente si se eliminaba alguno de los elementos. Asimismo, se observo que la PCS-9 y sus dos componentes (Rumiacion y Magnificacion-Indefension) mostraban una elevada consistencia interna. El alpha de Cronbach obtenido en este estudio para la PCS fue superior al encontrado por otros autores en muestras espanolas con fibromialgia (Garcia-Campayo et al., 2008) y en muestras no clinicas de mujeres (D'Eon, Harris y Ellis, 2004).

Mediante el AFC se sometieron a contraste la version de 13 items y tres subescalas y la version de nueve items y dos subescalas. Este analisis no pudo identificar con claridad como idoneos ninguno de los modelos examinados. No obstante, y considerando el valor de CFI, el modelo que se ajustaria mejor a los datos seria el modelo bifactorial de la PCS-9. Estos resultados se asemejan a los encontrados por Chibnall y Tait (2005), quienes informaron que el modelo bifactorial era mas parsimonioso en pacientes con lesiones de espalda, especialmente entre los afroamericanos. Sin embargo, en muestra espanola de fibromialgia se ha mostrado que el modelo trifactorial posee buen ajuste (GarciaCampayo et al. , 2008) y en pacientes con esguince cervical se ha planteado como modelo mas adecuado una estructura que incluiria tres factores de segundo orden (rumiacion, magnificacion e indefension) y un factor de orden superior (catastrofizacion) (Miro et al., 2008). Considerese que los estudios espanoles anteriores, a diferencia del actual, se han realizado en grupos clinicos compuestos por hombres y mujeres. A ese respecto, es necesaria mas investigacion para esclarecer que estructura resulta mas apropiada segun el perfil de la muestra de estudio.

Por otra parte, las evidencias de validez convergente resultan satisfactorias, dado que se encuentran correlaciones significativas entre moderadas y altas de la PCS/PCS-9 con constructos cognitivo-afectivos como la ansiedad ante el dolor y la vigilancia y conciencia de dolor. Estos resultados coinciden con estudios previos (Abrams et al., 2007; Roelofs et al., 2002) y estan en sintonia con el modelo de miedo-evitacion del dolor (Leeuw et al., 2007). Estas variables no son completamente autonomas, sino que mantienen una porcion de varianza comun entre ellas y con otras variables cognitivo-afectivas. A este respecto, en nuestro estudio hemos observado que la PCS/PCS-9 y la PASS-20 muestran una alta correlacion que alcanza el valor de 0,73. La coincidencia entre estas variables ha sido identificada en un estudio reciente (Vancleef, Vlaeyen y Peters, 2009) que examino la organizacion jerarquica de los constructos de la ansiedad por el dolor, concluyendo que muchos de los items de la PCS y de la PASS-20 se agrupan en un subgrupo que refleja las cogniciones catastroficas y la ansiedad cognitiva respecto del impacto del dolor sobre el funcionamiento fisico y mental.

En el analisis de la asociacion entre variables se observan correlaciones significativas pero bajas de la PCS/PCS-9 con la intensidad del dolor, lo que podria deberse a que en promedio las puntuaciones en intensidad de dolor son bajas (M= 3,16) dado que se trata de una muestra no clinica. La correlacion baja de la PCS y la intensidad del dolor tambien ha sido informada en el estudio de French et al. (2005) en poblacion sana. No obstante, otros estudios en este tipo de muestras han informado de vinculos mas fuertes entre la PCS y la intensidad del dolor (Miro et al., 2008; Osman et al., 2000).

Asimismo, se calculo la especificidad y la sensibilidad de la PCS/PCS-9 para obtener un punto de corte que sirviera de cribado para la deteccion precoz de las personas con tendencia a la catastrofizacion del dolor. Se identifico en la PCS como punto de corte la puntuacion 11 y en la PCS-9 la puntuacion 8, permitiendo ambas identificar adecuadamente a las personas con alta vs. baja conducta anormal de enfermedad. Asi, es posible sugerir que esta medida permite detectar a las personas con riesgo de manifestar actitudes y comportamientos desajustados ante la salud y la enfermedad (p. ej., preocupacion excesiva por la enfermedad, habitos de salud desmesurados, consultas frecuentes e innecesarias al medico) y que responderian de manera disfuncional ante el dolor. La sensibilidad y especificidad de ambas versiones de la escala fueron equivalentes y adecuadas. No existen estudios similares con los que poder comparar los resultados. Por ultimo, se realizo un analisis discriminante tanto para la PCS como para la PCS-9, constatandose que la primera mostraba mayor capacidad diferenciadora entre los grupos de alta vs. baja conducta anormal de enfermedad. En consonancia con nuestros hallazgos, diversos informes muestran la utilidad de la PCS para diferenciar entre controles sanos y muestras clinicas (Osman et al., 1997, 2000).

Este estudio presenta algunas limitaciones. La muestra estuvo compuesta exclusivamente por mujeres, por lo que solo esta garantizada la idoneidad de la adaptacion realizada de la PCS en este sector de la poblacion. La variable de dolor utilizada procede de un cuestionario de autoinforme, por lo que hubiese sido recomendable completar la informacion con alguna medida mas objetiva de dolor como el algometro de presion, con el que valorar el umbral y la tolerancia al dolor. Asimismo, hubiese sido de gran valor recabar datos objetivos sobre la conducta de enfermedad tales como el numero de consultas medicas o de dias de absentismo laboral por motivos de salud. Finalmente, las variables cognitivo-afectivas de dolor podrian haber sido ampliadas con medidas de evaluacion del miedo al movimiento y a lesionarse y de las estrategias de afrontamiento del malestar fisico.

Dada la notable contribucion de la catastrofizacion a la vivencia del dolor, se requieren estudios adicionales que intenten replicar esta investigacion examinando las propiedades psicometricas de la PCS en personas sanas con diferentes intensidades de dolor, en diversas muestras de problemas de dolor cronico (p. ej., artritis reumatoide) valorando el dolor con otros instrumentos (p. ej., algometro), utilizando muestras de hombres y mujeres y explorando otras formas de fiabilidad (p. ej., test-retest) y validez (p. ej., validez predictiva).

El presente estudio muestra que la version espanola de la PCS y su forma abreviada (PCS-9) poseen adecuadas propiedades psicometricas para ser utilizadas en muestras no-clinicas. Disponer de esta adaptacion de la PCS es de gran relevancia para la identificacion de personas sanas con episodios de dolor que podrian llegar a realizar una valoracion alarmista de los mismos. Esto es importante ya que tal tendencia podria, a la larga, estar asociada a un deficiente afrontamiento y a un mayor riesgo de que el problema se cronifique y genere limitaciones funcionales. Notese que investigaciones recientes han revelado que la catastrofizacion puede contribuir a la vulnerabilidad de una persona a desarrollar o mantener un problema de dolor (Buer y Linton, 2002; Campbell y Edwards, 2009; Picavent et al., 2002; Quartana et al., 2010; Wideman y Sullivan, 2011). Por lo tanto, un instrumento breve y de facil aplicacion como la PCS podria convertirse en una medida de gran utilidad en contextos medicos. En atencion primaria, serviria para la identificacion de las personas que podrian beneficiarse de programas preventivos de los problemas de percepcion y afrontamiento inadecuado del malestar corporal. Considerese que los programas de prevencion del dolor cronico estan destinados a reducir los factores psicosociales (entre ellos la catastrofizacion del dolor) que obstaculizan la recuperacion funcional y la reincorporacion laboral de las personas con lesiones fisicas (Sullivan, Adams, Rhodenizer y Stanish, 2006; Weiner y Nordin, 2010). En los servicios de reumatologia, la PCS podria convertirse en una herramienta para la deteccion de pacientes con dolor cronico en los que los aspectos cognitivos puedan estar contribuyendo al mantenimiento del mismo y que podrian beneficiarse de intervenciones centradas en modificar la valoracion negativa del dolor. Cabe recordar que la terapia cognitivo-conductual reduce la catastrofizacion en diversas condiciones clinicas de dolor (Glombiewski et al., 2010; Riddle et al., 2011). La evaluacion de la catastrofizacion del dolor puede ser, por tanto, crucial para el conocimiento y manejo de la experiencia del dolor.

Referencias

Abrams, M. P., Carleton, R. N. y Asmundson, G. J. (2007). An exploration of the psychometric properties of the PASS-20 with a nonclinical sample. The Journal of Pain, 8, 879-886.

Beck, A. T., Epstein, N., Brown, G. y Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56, 893-897.

Beck, A. T., Rush, A. J., Shaw, B. F. y Emery, G. (1983). Terapia cognitiva de la depresion. Bilbao: Desclee de Brouwer. (Orig., 1979).

Beneciuk, J. M., Bishop, M. D. y George, S. Z. (2010). Pain catastrophizing predicts pain intensity during a neurodynamic test for the median nerve in healthy participants. Manual Therapy, 15, 370-375.

Branco, J. C., Bannwarth, B., Failde, I., Abello Carbonell, J., Blotman, F., Spaeth, M., Saraiva, F., Nacci, F., Thomas, E., Caubere, J. P., Le Lay, K., Taieb, C. y Matucci-Cerinic, M. (2010). Prevalence of fibromyalgia: a survey in five European countries. Arthritis & Rheumatism, 39, 448-453.

Browne, M. W. y Cudeck, R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. En K. A. Bollen y J. S. Long (dirs.), Testing structural equation models (pp.136-152). Beverly Hills, CA: Sage.

Buenaver, L. F., Edwards, R. R., Smith, M. T., Gramling, S. E. y Haythornthwaite, J. A. (2008). Catastrophizing and pain-coping in young adults: associations with depressive symptoms and headache pain. The Journal of Pain, 9, 311-319.

Buer, N. y Linton, S. J. (2002). Fear-avoidance beliefs and catastrophizing: ocurrence and risk factor in back and ADL in the general population. Pain, 99, 485-491.

Campbell, C. M. y Edwards, R. R. (2009). Mind-body interactions in pain: the neurophysiology of anxious and catastrophic pain-related thoughts. Translation Research, 153, 97-101.

Chibnall, J. T. y Tait, R. C. (2005). Confirmatory factor analysis of the Pain Catastrophizing Scale in African American and Caucasian workers' compensation claimants with low back injuries. Pain, 113, 369-375.

Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2a ed.). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.

Comeche, M. I., Diaz, M. I. y Vallejo, M. A. (1995). Cuestionarios, inventarios y escalas. Ansiedad, depresion y habilidades sociales. Madrid: Fundacion Universidad-Empresa.

Comrey, A. L. y Lee, H. B. (1992). A first course in factor analysis (2a ed.). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.

Cook, A. J., Brawer, P. A. y Vowles, K. E. (2006). The fear-avoidance model of chronic pain: validation and age analysis using structural equation modelling. Pain, 121, 195-206.

Crombez, G., Bijttebier, P., Eccleston, C., Mascagni, T., Mertens, G., Goubert, L. y Verstraeten, K. (2003). The child version of the pain catastrophizing scale (PCS-C): a preliminary validation. Pain, 104, 639-646.

D'Eon, J. L., Harris, C. A. y Ellis, J. A. (2004). Testing factorial validity and gender invariance of the Pain Catastrophizing Scale. Journal of Behavioral Medicine, 27, 361-372.

Edwards, R. R., Bingham, C. O., Bathon, J. y Haythornthwaite, J. A. (2006). Catastrophizing and pain in arthritis, fibromyalgia and other rheumatic diseases. Arthritis & Rheumatism, 55, 325-332.

Edwards, R. R., Fillingim, R. B., Maixner, W., Sigurdsson, A. y Haythornthwaite, J. (2004). Catastrophizing predicts changes in thermal pain responses after resolution of acute dental pain. The Journal of Pain, 5, 164-170.

Edwards, R. R., Haythornthwaite, J. A., Sullivan, M. J. y Fillingim, R. B. (2004). Catastrophizing as a mediator of sex differences in pain: differential effects for daily pain versus laboratory-induced pain. Pain, 111 , 335-341.

Edwards, R. R., Smith, M. T., Kudel, I. y Haythornthwaite, J. (2006). Pain-related catastrophizing as a risk factor for suicidal ideation in chronic pain. Pain, 126, 272279.

Fillingim, R. B., King, C. D., Ribeiro-Dasilva, M. C., Rahim-Williams, B. y Riley, J. L. (2009). Sex, gender, and pain: a review of recent clinical and experimental findings. The Journal of Pain, 10, 447-485.

Forsythe, L. P., Thorn, B., Day, M. y Shelby, G. (2011). Race and sex differences in primary appraisals, catastrophizing, and experimental pain outcomes. The Journal of Pain, 12, 563-572.

French, D. J., Noel, M., Vigneau, F., French, J. A., Cyr, C. P. y Evans, R. T. (2005). L'Echelle de dramatisation face a la douleur PCS-CF: adaptation canadienne en langue francaise de l'echelle "Pain Catastrophizing Scale". Revue Canadienne des Sciences du Comportement, 37, 181-192.

Garcia-Campayo, J., Rodero, B., Alda, M., Sobradiel, N., Montero, J. y Moreno, S. (2008). Validacion de la version espanola de la escala de catastrofizacion ante el dolor (Pain Catastrophizing Scale) en la fibromialgia. Medicina Clinica, 131 , 487-492.

Gatchel, R. J., Peng, Y. B., Peters, M. L., Fuchs, P. N. y Turk, D. C. (2007). The biopsychosocial approach to chronic pain: scientific advances and future directions. Psychological Bulletin, 133, 581-624.

George, S. Z., Lentz, T. A., Zeppieri, G., Lee, D. y Chmielewki, T. L. (2012). Analysis of shortened versions of the Tampa Scale for Kinesiophobia and Pain Catastrophizing Scale for patients after anterior cruciate ligament reconstruction. The Clinical Journal of Pain, 28, 73-80.

Glombiewski, J. A., Sawyer, A. T., Gutermann, J., Koenig, K., Rief, W. y Hofmann, S. G. (2010). Psychological treatments for fibromyalgia: a meta-analysis. Pain, 151 , 280295. Instituto Nacional de Estadistica (2010). Encuesta europea de salud en Espana. Ano 2009. Recuperado el 22 de mayo de 2011, desde http://www.ine.es/inebmenu/mnu_salud.htm#6

Kaiser, H. F. (1960). The application of electronic computers to factor analysis. Educational and Psychological Measurement, 20, 141-151.

Keefe, F. J., Lefebvre, J. C., Egert, J. R., Affleck, G., Sullivan, M. J. y Caldwell, D. S. (2000). The relationship of gender to pain, pain behaviour, and disability in osteoarthritis patients: the role of catastrophizing. Pain, 87, 325-334.

Keefe, F. J., Rumble, M. E., Scipio, C. D., Giordano, L. A. y Perri, L. M. (2004). Psychological aspects of persistent pain: current state of the science. The Journal of Pain, 5, 195211.

Kellner, R. (1986). Somatization and hypochondriasis. Nueva York: Praeger.

Lazaro, C., Caseras, X., Whizar-Lugo, V. M., Wenk, R., Baldioceda, F., Bernal, R., Ovalle, A., Torrubia, R. y Banos, J. E. (2001). Psychometric properties of a Spanish version of the McGill Pain Questionnaire on several Spanish-speaking countries. The Clinical Journal of Pain, 17, 365-374.

Leeuw, M., Goossens, M. E., Linton, S. J., Crombez, G., Boersma, K. y Vlaeyen, J. W. S. (2007). The fear-avoidance model of musculoskeletal pain: current state of scientific evidence. Journal of Behavior Medicine, 30, 77-94.

Lopez-Silva, M. C., Sanchez de Enciso, M., Rodriguez-Fernandez, M. C. y Vazquez-Seijas, E. (2007). Calidad de vida y dolor en atencion primaria. Revista de la Sociedad Espanola del Dolor, 14, 9-19.

Magan, I., Sanz, J. y Garcia-Vera, M. P. (2008). Psychometric properties of a Spanish version of the Beck Anxiety Inventory (BAI) in general population. The Spanish Journal of Psychology, 11 , 626-640.

Martinez, M. P., Sanchez, A. I., Miro, E., Medina, A. y Lami, M. J. (2011). The relationship between the fear-avoidance model of pain and personality traits in fibromyalgia patients. Journal of Clinical Psychology in Medical Settings, 18, 380-391.

Martorella, G., Cote, J. y Choiniere, M. (2008). Pain catastrophizing: a dimensional concept analysis. Journal of Advanced Nursing, 63, 417-426.

McCracken, L. M. (1997). "Attention" to pain in persons with chronic pain: a behavioral approach. Behavior Therapy, 28, 271-284.

McCracken, L. M. y Dhingra, L. (2002). A short version of the Pain Anxiety Symptoms Scale (PASS-20): preliminary development and validity. Pain Research & Management, 7, 4550.

Melzack, R. (1987). The short-form McGill Pain Questionnaire. Pain, 30, 191-197.

Meyer, K., Sprott, H. y Mannion, A. F. (2008). Cross-cultural adaptation, reliability, and validity of the German version of the Pain Catastrophizing Scale. Journal of Psychosomatic Research, 64, 469-478.

Miro, E., Martinez, M. P., Sanchez, A. I., Prados, G. y Diener, F. N. (2012). Papel de las cogniciones disfuncionales sobre el sueno en la baja calidad de sueno informada por los pacientes con fibromialgia. Behavioral Psychology/Psicologia Conductual, 20, 699718.

Miro, J., Nieto, R. y Huguet, A. (2008). The Catalan version of the Pain Catastrophizing Scale: a useful instrument to assess catastrophic thinking in whiplash patients. Journal of Pain, 9, 397-406.

Nieto, R., Miro, J. y Huguet, A. (2009). The fear-avoidance model in whiplash injuries. European Journal of Pain, 13, 518-523.

Nunnally, J. C. (1978). Psychometric theory. Nueva York: McGraw-Hill.

Nunnally, J. C. y Bernstein, I. J. (1995). Psychometric theory (3a ed.) Nueva York: McGraw Hill.

Osman, A., Barrios, F. X., Gutierrez, P. M., Kopper, B. A., Merrifield, T. y Grittman, L. (2000). The Pain Catastrophizing Scale: further psychometric evaluation with adult samples. Journal of Behavioral Medicine, 23, 351-365.

Osman, A., Barrios, F. X., Kopper, B. A., Hauptmann, W., Jones, J. y O'Neill, E. (1997). Factor structure, reliability and validity of the Pain Catastrophizing Scale. Journal of Behavioral Medicine, 20, 589-605.

Paller, C. J., Campbell, C. M., Edwards, R. R. y Dobs, A. S. (2009). Sex-based differences in pain perception and treatment. Pain Medicine, 10, 289-299.

Picavent, H. S. J., Vlaeyen, J. W. S. y Schouten, J. S. A. G. (2002). Pain catastrophizing and kinesiophobia: predictors of chronic low back pain. American Journal of Epidemiology, 156, 1028-1034.

Quartana, P. J., Buenaver, L. F., Edwards, R.R., Klick, B., Haythornthwaite, J. A. y Smith, M. T. (2010). Pain catastrophizing and salivary cortisol responses to laboratory pain testing in temporomandibular disorder and healthy participants. The Journal of Pain, 11, 186194.

Quartana, P. J., Campbell, C. M. y Edwards, R. R. (2009). Pain catastrophizing: a critical review. Expert Review of Neurotherapeutics, 9, 745-758.

Ramirez-Maestre, C. y Valdivia, Y. (2003). Evaluacion del funcionamiento diario en pacientes con dolor cronico. Psicologia Conductual, 11, 283-291.

Riddle, D. L., Keefe, F. J., Nay, W. T., McKee, D., Attarian, D. E. y Jensen, M. P. (2011). Pain coping skills training for patients with elevated pain catastrophizing who are scheduled for knee arthroplasty: a quasi-experimental study. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 92, 859-865.

Roelofs, J., Peters, M. L., Muris, P. y Vlaeyen, J. W. S. (2002). Dutch version of the Pain Vigilance and Awareness Questionnaire: validation and reliability in a pain-free population. Behaviour Research and Therapy, 40, 1081-1090.

Sanchez, A. I., Martinez, M. P., Miro, E. y Medina, A. (2011). Predictors of the pain perception and self-efficacy for pain control in patients with fibromyalgia. The Spanish Journal of Psychology, 14, 366-373.

Sanz, J. y Vazquez, C. (1998). Fiabilidad, validez y datos normativos del Inventario para la Depresion de Beck. Psicothema, 10, 303-318.

Sirri, L., Grandi, S. y Fava, G. A. (2008). The Illness Attitude Scales: a clinimetric index for assessing hypochondriacal fears and beliefs. Psychotherapy and Psychosomatic, 77, 337-350.

Soares-Weiser, K., Sola, I., Aromataris, E., Tornero, J., Perez, C., Margarit, C. y Kleijnen, J. (2010). Epidemiology of chronic non-malignant pain in Spain. Escrick: Kleijnen Systematic Reviews.

Stevens, J. P. (2002). Applied multivariate statistics for the social sciences (4a ed.) Mahwah, NJ: Lawrence Earlbaum Associates.

Stewart, S. H. y Watt, M. C. (2000). Illness Attitudes Scale dimensions and their associations with anxiety-related constructs in a nonclinical sample. Behaviour Research and Therapy, 38, 83-99.

Sullivan, M. J. L., Adams, H., Rhodenizer, T. y Stanish, W. D. (2006). A psychosocial risk factor-targeted intervention for the prevention of chronic pain and disability following whiplash injury. Physical Therapy, 86, 8-18.

Sullivan, M. J. L., Bishop, S. R. y Pivik, J. (1995). The Pain Catastrophizing Scale: development and validation. Psychological Assessment, 7, 324-332.

Sullivan, M. J. L., Thorn, B., Haythornthwaite, J. A., Keefe, F., Martin, M., Bradley, L. A. y Lefebvre J. C. (2001). Theoretical perspectives on the relation between catastrophizing and pain. The Clinical Journal of Pain, 17, 52-64.

Thompson, B. (2004). Exploratory and confirmatory factor analysis: understanding concepts and applications. Washington, DC: American Psychological Association.

Tremblay, I., Beaulieu, Y., Bernier, A., Crombez, G., Laliberte, S., Thibault, P., Velly, A. M. y Sullivan, M. J. L. (2008). Pain catastrophizing scale for francophone adolescents: a preliminary validation. Pain Research & Management, 13, 19-24.

Vancleef, L. M. G., Vlaeyen, J. W. S. y Peters, M. L. (2009). Dimensional and componential structure of a hierarchical organization of pain-related anxiety constructs. Psychological Assessment, 21 , 340-351.

Van Damme, S., Crombez, G., Bijttebier, P., Goubert, L. y van Houdenhove, B. (2002). A confirmatory factor analysis of the Pain Catastrophizing Scale: invariant factor structure across clinical and non-clinical populations. Pain, 96, 319-324.

Weiner, S. S. y Nordin, M. (2010). Prevention and management of chronic back pain. Best Practice & Research Clinical Rheumatology, 24, 267-279.

Weissman-Fogel, I., Sprecher, E. y Pud, D. (2008). Effects of catastrophizing on pain perception and pain modulation. Experimental Brain Research, 186, 79-85.

Wideman, T. H. y Sullivan, M. J. L. (2011). Differential predictors of the long-term levels of pain intensity, work disability, healthcare use, and medication use in a sample of workers' compensation claimants. Pain, 152, 376-383.

Yap, J. C., Lau, J., Chen, P. P., Gin, T., Wong, T., Chan, I., Chu, J. y Wong, E. (2008). Validation of the Chinese Pain Catastrophizing Scale (HK-PCS) in patients with chronic pain. Pain Medicine, 9, 186-195.

RECIBIDO: 17 de agosto de 2011

ACEPTADO: 6 de diciembre de 2011

Maria Jose Lami, Maria Pilar Martinez, Elena Miro y Ana Isabel Sanchez

Universidad de Granada (Espana)

La investigacion forma parte de un proyecto I+D financiado por el Ministerio de Ciencia e Innovacion (referencia PSI2009-13765PSIC). Los autores del presente estudio agradecen al Dr. Michael J. L. Sullivan que les proporcionara la "Escala de catastrofizacion del dolor" (Pain Catastrophizing Scale).

Correspondencia: M. Pilar Martinez, Dpto. de Personalidad, Evaluacion y Tratamiento Psicologico, Facultad de Psicologia, Campus Universitario de Cartuja, 18071 Granada (Espana). E-mail: mnarvaez@ugr.es
Tabla 1
Media y desviacion tipica de las medidas en la muestra
de mujeres sanas

Medida Rango de M DT
 la escala

Intensidad del dolor (MPQ-SF) 1-10 3,16 2,24
Catastrofizacion del dolor 0-52 12,98 10,08
(PCS-Total)
 Rumiacion 0-16 5,77 4,17
 Magnificacion 0-12 2,55 2,43
 Indefension 0-24 4,66 4, 50
Ansiedad ante el dolor 0-100 23,89 16,68
(PASS-20-Total)
 Miedo 0-25 4,23 4,62
 Escape/Evitacion 0-25 8,52 5,76
 Ansiedad fisiologica 0-25 3,49 3,98
 Ansiedad cognitiva 0-25 8,30 5,88
Vigilancia y conciencia del 0-80 31,21 14,42
dolor (PVAQ-Total)
 Atencion al dolor 0-50 17,67 8,60
 Atencion a los cambios 0-30 13,61 7,13
 del dolor
Ansiedad (BAI) 0-63 9,01 8,88
Depresion (BDI) 0-63 6,76 5,69
Actitudes hacia la 0-108 34,35 14,50
Enfermedad (IAS)

Notas: MPQ-SF= Cuestionario de dolor de McGill,
version abreviada; PCS= Escala de catastrofizacion del
dolor; PASS-20= Escala de sintomas de ansiedad ante
el dolor; PVAQ= Cuestionario de vigilancia y
conciencia del dolor; BAI= Inventario de ansiedad de
Beck; BDI= Inventario de depresion de Beck; IAS=
Escalas de actitudes hacia la enfermedad.

Tabla 2
Saturaciones de los items de la PCS en los factores obtenidos,
media, desviacion tipica, correlacion item-total (rtot) y
consistencia interna si el item es eliminado de la Escala de
catastrofizacion del dolor

 Composicion
Items de la escala Magnificacion- Rumiacion
 Indefension

1. Estoy preocupado todo 0,47 0,64
 el tiempo pensando en
 si el dolor desaparecera
2. Siento que no puedo continuar 0,61 0,37

3. Es terrible y pienso que 0,84 0,23
 esto nunca va a mejorar
4. Es horrible y siento que 0,83 0,28
 esto es mas fuerte que yo
5. Siento que no puedo 0,74 0,39
 aguantarlo mas
6. Temo que el dolor empeore 0,61 0,47
7. No dejo de pensar en otras 0,65 0,36
 experiencias de dolor
8. Deseo con inquietud que 0,19 0,85
 desaparezca el dolor
9. No puedo apartarlo de mi mente 0,47 0,75
10. No dejo de pensar en 0,46 0,76
 lo mucho que me duele
11. No dejo de pensar en 0,27 0,84
 lo mucho que deseo que
 desaparezca el dolor
12. No hay nada que pueda 0,45 0,45
 hacer para reducir la
 intensidad del dolor
13. Me pregunto si me puede 0,65 0,23
 pasar algo malo
Valor propio 7,48 1,04
Varianza explicada (%) 34,74 30,84

Items de la escala M DT [r.sub.tot] [alfa]

1. Estoy preocupado todo 1,19 1,05 0,59 0,93
 el tiempo pensando en
 si el dolor desaparecera
2. Siento que no puedo continuar 0,79 0,91 0,63 0,93

3. Es terrible y pienso que 0,49 0,85 0,70 0,93
 esto nunca va a mejorar
4. Es horrible y siento que 0,59 0,92 0,74 0,93
 esto es mas fuerte que yo
5. Siento que no puedo 0,80 0,97 0,74 0,93
 aguantarlo mas
6. Temo que el dolor empeore 1,24 1,06 0,72 0,93
7. No dejo de pensar en otras 0,54 0,86 0,66 0,93
 experiencias de dolor
8. Deseo con inquietud que 1,98 1,32 0,66 0,93
 desaparezca el dolor
9. No puedo apartarlo de mi mente 1,08 1,07 0,83 0,92
10. No dejo de pensar en 1,17 1,08 0,82 0,92
 lo mucho que me duele
11. No dejo de pensar en 1,54 1,25 0,74 0,93
 lo mucho que deseo que
 desaparezca el dolor
12. No hay nada que pueda 0,80 0,97 0,58 0,93
 hacer para reducir la
 intensidad del dolor
13. Me pregunto si me puede 0,78 0,98 0,56 0,93
 pasar algo malo
Valor propio -- -- -- --
Varianza explicada (%)

Nota: Se han senalado en negrita las saturaciones seleccionadas en
cada factor.

Tabla 3
Correlaciones de la PCS, la PCS-9 (y subescalas) con las restantes
medidas de dolor

 Magnificacion- Rumiacion PCS-9 PCS
 Indefension

Ansiedad ante el 0,68 ** 0,66 ** 0,73 ** 0,73 **
 dolor
 (PASS-20-Total)
Miedo 0,69 ** 0,54 ** 0,66 ** 0,67 **
Escape/Evitacion 0,40 ** 0,47 ** 0,48 ** 0,47 **
Ansiedad fisiologica 0,58 ** 0,51 ** 0,59 ** 0,60 **
Ansiedad cognitiva 0,64 ** 0,67 ** 0,71 ** 0,72 **
Vigilancia y 0,55 ** 0,55 ** 0,59 ** 0,61 **
 conciencia del
 dolor (PVAQ-Total)
Atencion al dolor 0,61 ** 0,58 ** 0,65 ** 0,66 **
Atencion a los 0,37 ** 0,41 ** 0,43 ** 0,44 **
 cambios del dolor
Intensidad del dolor 0,22 * 0,17 * 0,21 * 0,22 *
 (MPQ-SF)

Notas: PASS-20= Escala de sintomas de ansiedad ante
el dolor; PVAQ= Cuestionario de vigilancia y
conciencia del dolor; MPQ-SF= Cuestionario de dolor
de McGill, version abreviada; PCS-9= Escala de
catastrofizacion del dolor, version abreviada;
PCS= Escala de catastrofizacion del dolor. * p< 0,005;
** p< 0,001.

Tabla 4
Sensibilidad, especificidad y matriz de estructura
de la funcion discriminante de la PCS y la
PCS-9

Instrumento Puntuacion Sensibilidad Especificidad
 directa

Escala de 9 0,84 0,69
catastrofizacion 10 0,82 0,72
del dolor (PCS) 11 0,80 0,78
 12 0,77 0,81
 13 0,72 0,85
Escala de 6 0,86 0,70
catastrofizacion 7 0,80 0,76
del dolor, version 8 0,78 0,80
abreviada (PCS-9) 9 0,75 0,86
 10 0,67 0,87

Instrumento Matriz de Funcion
 estructura

Escala de Item 1 0,62
catastrofizacion Item 2 0,52
del dolor (PCS) Item 3 0,54
 Item 4 0,56
 Item 5 0,55
 Item 6 0,70
 Item 7 0,54
 Item 8 0,43
 Item 9 0,49
 Item 10 0,54
 Item 11 0,56
 Item 12 0,42
 Item 13 0,75
Escala de Item 3 0,60
catastrofizacion Item 4 0,63
del dolor, version Item 5 0,61
abreviada (PCS-9) Item 7 0,60
 Item 8 0,47
 Item 9 0,55
 Item 10 0,60
 Item 11 0,63
 Item 13 0,84
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Author:Lami, Maria Jose; Martinez, Maria Pilar; Miro, Elena; Sanchez, Ana Isabel
Publication:Behavioral Psychology/Psicologia Conductual
Date:Jan 1, 2013
Words:9360
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