Aten Primaria. 2020;52(5):297---306 Atención Primaria www.elsevier.es/ap ORIGINAL Adaptación y validación de un cuestionario para evaluar las prácticas de autocuidado en población infantil sana residente en España夽 Ana-María Urpí-Fernándeza , Edurne Zabaleta-del-Olmoa,b,c,d,∗ , Joaquín Tomás-Sábadoe , Elena Tambo-Lizaldef,g y Juan-Francisco Roldán-Merinoh a Gerència Territorial de Barcelona, Institut Català de la Salut, Barcelona, España b Fundació Institut Universitari per a la Recerca a l’Atenció Primària de Salut Jordi Gol i Gurina (IDIAPJGol), Barcelona, España c Universitat Autònoma de Barcelona, Bellaterra (Cerdanyola del Vallès), Barcelona, España d Facultad de Enfermería, Universitat de Girona, Girona, España e Escuela Universitaria de Enfermería Gimbernat, Escuelas Universitarias Gimbernat y Tomàs Cerdà, Sant Cugat del Vallès, Barcelona, España f Hospital Universitario Miguel Servet, Servicio Aragonés de la Salud, Zaragoza, España g Facultad de Ciencias de la Salud, Universidad San Jorge, Zaragoza, España h Escuela Universitaria de Enfermería, Campus Docent Sant Joan de Déu, Esplugues de Llobregat, Barcelona, España Recibido el 4 de mayo de 2018; aceptado el 1 de octubre de 2018 Disponible en Internet el 27 de marzo de 2019 PALABRAS CLAVE Resumen Autocuidado; Objetivo: Adaptar y validar el Child and Adolescent Self-Care Performance Questionnaire Encuestas y (CASPQ) al contexto de la población infantil sana de 8 a 12 años residente en España y evaluar cuestionarios; sus propiedades métricas. Estudios de Diseño: Estudio de validación fundamentado en la Teoría Clásica de los Tests. validación; Emplazamiento: Cuatro centros educativos participantes en el programa «Salut i Escola» de un Escuelas; centro de atención primaria de Barcelona (España). Niño; Participantes: Un total de 498 alumnos y alumnas de educación primaria participaron en el Psicometría; estudio durante los primeros seis meses de 2016. Promoción de la salud Mediciones principales: Se realizó la adaptación cultural del cuestionario. Se evaluó el proceso de respuesta, la estructura factorial y se analizaron las relaciones de las puntuaciones del CASPQ con las del cuestionario KIDSCREEN-27. Asimismo, se evaluaron la consistencia interna y la reproducibilidad de las puntuaciones. 夽 Este manuscrito forma parte de la tesis doctoral de Ana-María Urpí-Fernández realizada dentro del programa de Doctorado en Ciencias Enfermeras de la Universidad de Barcelona y calificada como excelente con mención «cum laude». ∗ Autor para correspondencia. Correo electrónico: ezabaleta@idiapjgol.org (E. Zabaleta-del-Olmo). https://doi.org/10.1016/j.aprim.2018.10.004 0212-6567/© 2018 Los Autores. Publicado por Elsevier España, S.L.U. Este es un artı́culo Open Access bajo la licencia CC BY-NC-ND (http:// creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/). 298 A.-M. Urpí-Fernández et al. Resultados: Se obtuvieron 489 cuestionarios. El análisis factorial confirmatorio de su estructura teórica mostró un ajuste suficiente. Se observó una asociación positiva entre las puntuaciones del cuestionario y las del KIDSCREEN-27. La consistencia interna global fue satisfactoria; no obstante, la de cada factor fue marginal o moderada. La reproducibilidad de las puntuaciones fue óptima. Conclusiones: El CASPQ adaptado a la población infantil sana de 8 a 12 años muestra unas propiedades métricas adecuadas y similares a las del cuestionario original. Por ello, es un ins- trumento útil para evaluar las prácticas de autocuidado y planificar intervenciones dirigidas a su promoción. © 2018 Los Autores. Publicado por Elsevier España, S.L.U. Este es un artı́culo Open Access bajo la licencia CC BY-NC-ND (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/). KEYWORDS Adapting and validating a questionnaire to measure the self-care practices in healthy Self-care; child population residing in Spain Surveys and Abstract questionnaires; Objective: To adapt and validate the Child and Adolescent Self-Care Performance Questionnaire Validation studies; (CASPQ) to the context of healthy children aged 8 to 12 years residing in Spain and evaluate Schools; their metric properties. Child; Design: Validation study based on Classical Test Theory. Psychometrics; Location: Four schools participating in the Salut i Escola programme of a Primary Care Centre Health promotion of Barcelona (Spain). Participants: Four hundred and ninety-eight elementary school students participated in the study during the first six months of 2016. Main measurements: Cultural adaptation of the questionnaire was carried out. Response pro- cess and factorial structure were evaluated and the relationships of the adapted questionnaire scores with those of the KIDSCREEN-27 questionnaire were analysed. Likewise, internal consis- tency and reproducibility of the scores were evaluated. Results: Four hundred and eighty-nine questionnaires were obtained. The confirmatory factor analysis of its theoretical structure showed a sufficient adjustment. A positive association was observed between the questionnaire scores and those of KIDSCREEN-27. The overall internal consistency was satisfactory; nevertheless, that of each factor was marginal or moderate. The reproducibility of the scores was optimal. Conclusions: The CASPQ adapted to the healthy child population of 8 to 12 years old shows appropriate metric properties and similar to those of the original questionnaire. Therefore, it is a useful tool to assess self-care practices and plan interventions aimed at its promotion. © 2018 The Authors. Published by Elsevier España, S.L.U. This is an open access article under the CC BY-NC-ND license (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/). Introducción de la obesidad y el sobrepeso en la población infantil y adolescente a nivel mundial4 . Por ello es fundamental dis- Las prácticas de autocuidado son un elemento clave en la poner de instrumentos que permitan evaluarlas de manera promoción de la salud y en la prevención de la enfermedad1 . fiable y válida, para así identificar posibles déficits y facilitar Se definen como «las actividades que llevan a cabo las la planificación de intervenciones dirigidas a su promo- personas en determinadas situaciones, con el propósito de ción. mantener un funcionamiento vivo y sano y continuar con el Existen diferentes instrumentos dirigidos a medir las desarrollo personal y el bienestar»2 . Incluyen un amplio aba- prácticas de autocuidado en población infantil y ado- nico de acciones relacionadas con la higiene, la alimentación lescente sana5 . Entre ellos destaca, por su propiedades y los estilos de vida, así como con los factores ambientales métricas, el Child and Adolescent Self-Care Performance y socioeconómicos. Questionnaire (CASPQ), desarrollado en Estados Unidos6 y La adopción de estas prácticas en edades tempranas adaptado para población chilena7 . El nivel de calidad de de la vida es esencial para lograr una vida adulta y una las pruebas científicas disponibles acerca de su validez vejez más activas y saludables3 . Sin embargo, en los últimos de contenido y de la consistencia interna de sus puntua- años se ha observado un déficit de las mismas, en espe- ciones es elevado. No obstante, las pruebas acerca del cial de las relacionadas con la alimentación y la actividad resto de algunas de sus propiedades métricas son débi- física. Y así, el cambio de los patrones alimentarios y el les: validez estructural y transcultural y relación con otros aumento del sedentarismo está contribuyendo al aumento instrumentos5 . Cuestionario para evaluar las prácticas de autocuidado en población infantil sana 299 Por todo ello, el objetivo de este estudio fue adaptar El cuestionario fue autoadministrado en grupo en el el CASPQ al contexto de la población infantil sana de 8 aula. Ante la falta de un instrumento considerado «patrón a 12 años residente en España y evaluar sus propiedades oro»5 , el CASPQ se administró conjuntamente con el métricas. cuestionario KIDSCREEN-27, que mide la calidad de vida relacionada con la salud (CVRS) percibida por la pobla- Material y métodos ción infantil y adolescente11 . Se hipotetizó una relación positiva entre las puntuaciones de ambos cuestionarios12,13 . El estudio se fundamentó en la Teoría Clásica de los Tests Asimismo, el CASPQ se administró en dos ocasiones (test- (TCT)8 y se realizó según las directrices establecidas por retest) en un intervalo de 15 días en un único centro el COnsensus-based Standards for the selection of health educativo. Measurement INstruments (COSMIN)9 . Se calcularon los índices estadísticos de tendencia cen- El CASPQ se fundamenta en la teoría del déficit de tral y de dispersión, así como el patrón de datos omitidos. autocuidado de Orem2 y evalúa las prácticas de autocui- Se estudiaron los efectos techo y suelo, considerando que dado en la población de 9 a 18 años. Es autoadministrable existía cualquiera de ellos cuando el porcentaje de respues- y está compuesto por 35 ítems con formato de respuesta tas agrupadas en el valor más elevado o más inferior de la tipo Likert de cinco puntos: 1, nunca; 2, casi nunca; escala era mayor o igual al 15%14 . 3, alguna vez; 4, casi siempre, y 5, siempre. Se divide Se realizaron análisis factoriales confirmatorios con el en tres secciones en base a los requisitos de auto- fin de determinar si las puntuaciones reproducían la estruc- cuidado: universales (sección I: 20 ítems); de desarrollo tura teórica de tres secciones en la que se fundamenta el (sección II: 10 ítems), y en caso de desviación de salud cuestionario original6 . El método elegido para el análisis fac- s (sección III: 5 ítems). torial fue el de máxima verosimilitud robusta con el fin de Aunque existe una versión en castellano del CASPQ para paliar los posibles sesgos que se podrían producir en las esti- población chilena7 , fue necesario llevar a cabo su adapta- maciones debido a los efectos techo y suelo observados15 . ción cultural a la población española10 . Esta se llevó a cabo Se calcularon índices de ajuste absoluto: prueba de ji cua- en cuatro etapas10 : drado, división entre el valor ji cuadrado del modelo por sus Dos investigadores revisaron de manera independiente la grados de libertad, la Standardized Root Mean square Resi- versión original en inglés y la chilena y elaboraron cada uno dual (SRMR) y la Root Mean Square Error of Approximantion de ellos una nueva versión en español. (RMSEA) e índices de ajuste comparativo: el Comparative Se contrastaron ambas y los dos investigadores consen- Fit Index (CFI) y el Tucker-Lewis Index (TLI). Los criterios suaron una versión predefinitiva. empleados para interpretar el buen ajuste del modelo fue- Se realizaron entrevistas cognitivas a 12 niños y niñas ron: ji cuadrado/grados de libertad < 2; SRMR ≤ 0,08; RMSEA para evaluar la comprensión, la aceptabilidad y la apli- ≤ 0,06; CFI y TLI ≥ 0,90-0,9515 . cabilidad del cuestionario; asimismo, se calculó el tiempo La consistencia interna de las puntuaciones se evaluó requerido para completarlo. mediante el coeficiente alfa de Cronbach y la reproducibili- Se elaboró la versión definitiva del cuestionario, dad de las puntuaciones se estimó mediante el coeficiente que incluía, además de los ítems, la identificación de de correlación intraclase (CCI) de acuerdo. Ambos coeficien- las instituciones y organismos que participaron en el tes se interpretaron como satisfactorios si eran superiores o estudio, el título del estudio, la declaración explícita iguales a 0,7016 . del compromiso de confidencialidad por parte de los Se evaluó la relación de las puntuaciones del cues- investigadores, las instrucciones de cumplimentación, el tionario adaptado con las del KIDSCREEN-27 mediante el consentimiento paterno y los agradecimientos por su coeficiente de correlación de Pearson. La fuerza de esta participación. correlación se interpretó como débil (≤ 0,29), baja (0,30- Se realizó un muestreo aleatorio por conglomerados 0,49), moderada (0,50-0,69), fuerte (0,70-0,89) y muy entre el total de los 13 centros educativos participantes fuerte (0,90-1,00)17 . en el programa «Salut i Escola» del centro de atención Se obtuvo el consentimiento de las autoras del cuestio- primaria el Clot de Barcelona (España). Se seleccionaron nario original6 y de su adaptación a la población chilena7 . cuatro de ellos. Se solicitó la participación voluntaria de El proyecto contó con la aprobación del Comité Ético de los 600 alumnos y alumnas de 8 a 12 años (3.◦ , 4.◦ , 5.◦ Investigación Clínica de la Fundació Institut Universitari per y 6.◦ curso) durante los meses de febrero y marzo de a la recerca a l’Atenció Primària de Salut Jordi Gol i Gurina 2016. Se excluyó la población diagnosticada de un pro- (IDIAPJGol) (P15/091) y la autorización firmada de la direc- blema de salud crónico (asma, diabetes, cáncer, parálisis tora del Consorci d’Educació. cerebral, espina bífida, epilepsia. . .). No se excluyó la que Los análisis se realizaron con los paquetes estadísticos padecía un problema de salud agudo (duración inferior a IBM SPSS Statistics 22.0, R versión 3.3.218 y el paquete lavaan 3 meses). para R19 . 300 A.-M. Urpí-Fernández et al. Esquema general del estudio. Resultados En la figura 1 se representa el modelo factorial junto con los parámetros estimados. Un total de cuatro ítems De los 600 alumnos y alumnas, 498 respondieron el cues- (1, 16, 17 y 19) presentaron cargas factoriales estandari- tionario, lo que representa una tasa de respuesta del 83%. zadas inferiores a 0,20. Los índices de ajuste del modelo Se obtuvieron un total de 489 cuestionarios completos. La fueron: ji cuadrado = 916,948, p < 0,001; ji cuadrado/grados edad media de los participantes fue de 10,2 años (desviación de libertad = 1,646; SRMR = 0,055; RMSEA = 0,036, inter- estándar [DE] 1,2); el resto de características se describen valo de confianza (IC) del 90% = 0,033-0,040; CFI = 0,751 y en la tabla 1. El tiempo medio requerido para completar los TLI = 0,734. cuestionarios fue de 10-15 min en la población de 9 a 12 años La consistencia interna global de las puntuaciones y de 15-20 min en la de 8 años. fue satisfactoria (␣ = 0,816; IC 95%: 0,792-0,838). En las Los estadísticos descriptivos de los 35 ítems se muestran pruebas de reproducibilidad participaron 90 alumnos y en la tabla 2. Solamente tres ítems (1, 26 y 34) presentaron alumnas. En total, 78 (93%) alumnos y alumnas respon- respuestas únicamente en una o dos de las cinco opciones dieron a todos los ítems en ambas administraciones. Los posibles. Las medias oscilaron entre 2,95 (ítem 16) y 4,98 coeficientes de consistencia interna y los CCI de las pun- (ítem 1). El efecto suelo en las respuestas se presentó en tuaciones de las diferentes secciones se muestran en la once ítems (ocho de la sección I y tres de la II) y el efecto tabla 3. techo en 23 ítems (11 de la sección I, siete de la II y cinco La puntuación global mostró una asociación positiva de la III). Un ítem no presentó ninguno de estos dos efec- con las cinco dimensiones del cuestionario KIDSCREEN-27 tos (el 6) y otro (el 16) presentó los dos. La variabilidad en (tabla 4). La fuerza de esta asociación fue moderada en el las respuestas fue sustancial, ya que un 71% de los valores caso de la dimensión «entorno escolar» y baja o débil en el observados de DE fueron cercanos a 1. resto de dimensiones. Cuestionario para evaluar las prácticas de autocuidado en población infantil sana 301 Tabla 1 Características de los alumnos de educación pri- pueden ser suprimidos20 ; no obstante, son relevantes para maria que respondieron al total de ítems del cuestionario determinar las prácticas de autocuidado de la población (n = 489) infantil. El ítem 1, «Fumo», y el 17, «Consumo bebidas con alcohol», son esenciales y no se pueden obviar, debido a que Variables de estudio n % se refieren a Niñas 247 50,5 conductas con un fuerte impacto en la salud. Cabe des- Según edad tacar que el consumo de alcohol y tabaco se inicia cada 8 años 44 9,0 vez a más temprana edad y se encuentra subestimado21,22 . 9 años 112 22,9 Respecto al ítem 16, «Me alejo de los animales que están 10 años 130 26,6 abandonados», es necesario conocer este comportamiento, 11 años 111 22,7 ya que la población infantil es la principal víctima de las 12 años 89 18,2 mordeduras caninas23 . Por otra parte, el estudio se rea- 13-14 años 3 0,6 lizó en el ámbito urbano, y sería interesante su ampliación al ámbito rural, donde este ítem puede tener un mayor Origen de nacimiento de la madre peso. Asimismo, el ítem 19, «Desconfío de las personas Cataluña 143 29,2 desconocidas», es también muy relevante, ya que la pobla- Resto de España 133 27,2 ción infantil debe saber cómo identificar y evitar el contacto Europa Occidental 6 1,2 con desconocidos, especialmente en internet24 . Por todo Europa Oriental 12 2,5 ello, la débil carga factorial de estos ítems no compromete África 4 0,8 la validez del modelo. América del Norte 0 0,0 Respecto a los índices de ajuste del modelo, la prueba América Latina y Caribe 70 14,3 de ji cuadrado fue estadísticamente significativa, al igual Asia 12 2,5 que en las soluciones factoriales del cuestionario original6 Sin información 109 22,3 y de la versión chilena7 , sugiriendo un pobre ajuste. No Origen de nacimiento del padre obstante, aunque se trata de una prueba tradicionalmente Cataluña 129 26,4 usada, su uso está muy cuestionado, ya que es muy sensible Resto de España 144 29,4 al tamaño de la muestra15 . Sin embargo, la razón entre el Europa Occidental 2 0,4 valor ji cuadrado y los grados de libertad fue adecuada. Los Europa Oriental 7 1,4 valores de la SRMR y la RMSEA fueron óptimos, por lo que África 8 1,6 el ajuste entre las correlaciones observadas y las predichas América del Norte 1 0,2 fue adecuado. Por otra parte, tanto las elevadas correlacio- América Latina y Caribe 64 13,1 nes entre factores como los índices de ajuste comparativo, Asia 13 2,7 el CFI y el TLI, indicaban la existencia de un modelo más Sin información 121 24,7 parsimonioso. Sin embargo, en un análisis de enfoque con- firmatorio, como el presente estudio, la interpretación de Situación laboral de los padres la RMSEA es la mejor opción; por el contrario, en análisis de No trabaja ninguno de los dos 4 0,8 enfoque exploratorio el CFI sería más adecuado25 . Por todo Trabaja uno de los dos 103 21,2 ello, se considera suficiente el ajuste del modelo factorial Trabajan padre y madre 268 54,8 analizado. Sin información 114 23,3 La consistencia interna global de las puntuaciones fue satisfactoria y similar a la observada tanto en el cuestio- nario original6 (␣ = 0,83) como en la versión para población Discusión chilena (␣ = 0,82)7 . Sin embargo, la de cada uno de los tres factores fue marginal o moderada. No obstante, la fiabilidad El CASPQ en su versión para población española muestra es una característica de las puntuaciones de un cuestiona- unas propiedades métricas adecuadas y similares a las del rio, de manera que es dependiente de la población en la que cuestionario original6 . ha sido administrado. Cuanto más heterogénea es la pobla- La tasa de respuesta fue excelente, posiblemente debido ción, mayor es la variabilidad en sus respuestas y mayor es a la administración grupal y a la realización de la prueba la fiabilidad26 . Aunque el cuestionario puede administrarse piloto. Aunque esta tasa fue superior a la observada en la a población hasta 18 años, la edad de la población de estu- adaptación chilena7 , no ha sido posible compararla con la dio fue inferior a 14 años y de una única zona geográfica, tasa de respuesta del cuestionario original, ya que la autora6 lo que ha podido suponer una menor variabilidad en las no aporta información sobre este dato. La variabilidad de la respuestas, como indican los importantes efectos suelo y mayor parte de los ítems fue sustancial, aunque la mayoría techo observados. Por ello, sería necesario efectuar estu- de las puntuaciones presentaban un efecto techo o suelo. dios en poblaciones con edades superiores y en diferentes En la estructura factorial, cuatro ítems del factor I, contextos. Además, las prácticas de autocuidado incluyen «Requisitos de autocuidado universales», presentaron car- un número de actividades de carácter muy diverso. Conse- gas factoriales débiles. El hecho de que estos requisitos sean cuentemente, los ítems que miden dichas prácticas pueden diversos y dependan del contexto, de la edad y del sexo ha presentar un cierto grado de heterogeneidad entre sí. En podido contribuir a que tengan un peso menor que otros. consecuencia, estaríamos delante de un instrumento en el Los ítems débilmente relacionados con la variable latente que los ítems representan más la causa que el efecto. En Tabla 2 Estadísticos descriptivos de los 35 ítems del CASPQ adaptado (n = 489) 302 Media (escala Desviación Puntuación Puntuación % respuestas % respuestas del 1 al 5) estándar mínima máxima con valor 1 con valor 5 Sección I. Los requisitos de autocuidado universales 3,64 0,65 − − − − 1. Fumo 4,98 0,27 1 5 98,8a 0,4 2. Bebo bebidas con cafeína (café, té, coca-cola, pepsi, monster, redbull. . .) 3,84 1,12 1 5 37,0a 3,3 3. Me salto la comida del mediodía 4,73 0,64 1 5 82,2a 0,2 4. Como comida basura (hamburguesas, patatas de bolsa, salchichas de Frankfurt. . .) 3,41 0,87 1 5 9,6 3,1 5. Como de todo (carne, pescado, leche, frutas, verduras, legumbres, pan. . .) 4,37 0,91 1 5 1,6 58,7b 6. Como caramelos u otros dulces 3,46 0,89 1 5 11,5 2,5 7. Como demasiado 3,47 1,10 1 5 20,7a 5,3 8. Me salto el desayuno 4,58 0,88 1 5 76,7a 1,4 9. Me ducho o baño cada día 4,05 1,03 1 5 3,7 39,5b 10. Me lavo las manos después de ir al baño 4,39 1,00 1 5 3,5 64,0b 11. Hago ejercicio físico o deporte cada día 4,20 0,99 1 5 1,6 50,7b 12. Duermo al menos ocho horas cada noche 4,42 0,98 1 5 2,5 66,1b 13. Los días de colegio me acuesto tan tarde que estoy cansado al día siguiente 3,98 1,13 1 5 42,3a 4,5 14. Realizo actividades con mis amigos y mis amigas 4,11 0,97 1 5 2,2 42,3b 15. Voy en bicicleta de forma segura (respeto los semáforos, llevo casco. . .) 4,33 1,13 1 5 5,5 65,2b 16. Me alejo de los animales que están abandonados 2,95 1,54 1 5 27,2a 24,9b 17. Consumo bebidas con alcohol (vino, cerveza, cubatas. . .). 4,92 0,45 1 5 95,7a 0,8 18. Miro antes de cruzar una calle o carretera 4,78 0,58 1 5 0,6 84,0b 19. Desconfío de las personas desconocidas 4,43 1,06 1 5 4,7 69,5b 20. Me pongo el cinturón de seguridad cuando voy en coche 4,89 0,51 1 5 1,0 94,5b Sección II. Los requisitos de autocuidado de desarrollo 3,98 0,65 − − − − 21. Entrego a tiempo los trabajos de la escuela o colegio 4,41 0,74 1 5 0,8 53,4b 22. Juego y practico deporte con otros niños y niñas 4,45 0,85 1 5 1,2 63,4b 23. Cuando tengo dinero lo gasto rápidamente 4,04 1,08 1 5 44,4a 3,3 24. Cumplo las normas de mi casa 4,46 0,72 1 5 0,6 56,2b 25. Cumplo las normas de la escuela o colegio 4,70 0,58 1 5 0,2 75,3b 26. Les digo la verdad a mis padres 4,50 0,68 2 5 0,0 58,9b 27. Veo mucho la televisión (3 o más horas al día) 3,36 1,27 1 5 21,9a 10,8 28. Aviso en casa a donde voy 4,69 0,86 1 5 3,7 84,3b 29. Cumplo con todas mis tareas 4,37 0,79 1 5 1,2 51,5b 30. Me meto con otros niños y niñas 4,50 0,82 1 5 65,0a 1,4 A.-M. Urpí-Fernández et al. Sección III. Los requisitos de autocuidado en caso de desviación de salud 4,40 0,73 − − − − 31. Me lavo las manos antes de comer 4,53 0,81 1 5 1,0 67,9b 32. Sigo los consejos de mi pediatra y mi enfermera 4,75 0,59 1 5 0,6 81,6b 33. Aviso a mis padres cuando me encuentro mal 4,88 0,42 1 5 0,2 90,4b 34. Me lavo los dientes 4,62 0,65 2 5 0,0 69,9b 35. Si me hago una herida, la limpio con cuidado 4,66 0,74 1 5 1,0 77,9b Puntuación global 3,85 0,58 − − − − a Efecto suelo presente. b Efecto techo presente. Cuestionario para evaluar las prácticas de autocuidado en población infantil sana 303 0.07 X1 0.99 0.28 X2 0.92 0.29 X3 0.92 0.35 X4 0.88 0.41 X5 0.83 0.35 X6 0.88 0.30 X7 0.92 0.31 X8 0.99 0.35 X9 0.88 0.41 Requisitos de X10 0.83 ξ1 autocuidado 0.39 universales X11 0.85 0.40 X12 0.84 0.45 X13 0.80 0.34 X14 0.89 0.49 X15 0.76 0.14 X16 0.98 0.07 X17 0.91 0.99 0.34 X18 0.89 0.09 X19 0.99 0.46 X20 0.79 0.98 0.43 X21 0.81 0.39 X22 0.85 0.32 X23 0.90 X24 0.60 0.64 Requisitos de X25 ξ2 0.52 0.73 autocuidado de desarrollo. X26 0.38 0.86 X27 0.38 0.85 0.82 0.26 X28 0.93 0.57 X29 0.67 X30 0.32 0.89 0.45 X31 0.80 0.51 Requisitos de X32 autocuidado en caso 0.74 ξ3 0.25 de desviación de X33 salud 0.42 0.94 X34 0.42 0.83 X35 0.82 Figura 1 Diagrama de senderos del modelo estimado con los parámetros estandarizados. 304 A.-M. Urpí-Fernández et al. Tabla 3 Descripción de la fiabilidad de las puntuaciones de los factores del cuestionario Núm. de ítems Consistencia interna: Reproducibilidad: coeficiente coeficiente de alfa de de correlación intraclase Cronbach Factor I. Los requisitos de 20 0,676 (IC 95%: 0,633-0,716) 0,870 (IC 95%: 0,704-0,933) autocuidado universales Factor II. Los requisitos de 10 0,638 (IC 95%: 0,588-0,684) 0,844 (IC 95%: 0,687-0,914) autocuidado de desarrollo Factor III. Los requisitos de 5 0,495 (IC 95%: 0,420-0,562) 0,823 (IC 95%: 0,723-0,887) autocuidado en caso de desviación de salud IC: intervalo de confianza. modelos, como por ejemplo el propuesto por Rasch en los Tabla 4 Correlaciones entre la suma de puntuaciones del que las propiedades métricas no dependen de la población cuestionario KIDSCREEN-27 y el CASPQ (n = 489) en la que ha sido obtenida la medida29 . Por último, este Dimensiones del instrumento Coeficientes de estudio se ha centrado en adaptar el cuestionario original KIDSCREEN-27 correlación a nuestro contexto y en evaluar sus propiedades métricas. Bienestar físico r = 0,328* Sin embargo, sería interesante para futuras investigacio- Bienestar psicológico r = 0,339* nes actualizar el instrumento, añadiendo algunos elementos Autonomía y relación de los padres r = 0,312* tales como el uso de dispositivos con pantallas además de Amigos y apoyo social r = 0,241* la televisión (tabletas, videoconsolas, ordenadores o telé- Entorno escolar r = 0,531* fonos inteligentes) o la seguridad de internet a la hora de contactar con personas desconocidas. * p < 0,01. La atención primaria de salud ocupa un lugar privilegiado para promover el desarrollo de prácticas de autocuidado30 . El CASPQ es un instrumento útil para identificar posibles este tipo de instrumentos la consistencia interna no es una déficits en estas prácticas y facilita la planificación de propiedad métrica especialmente relevante9,27 . Asimismo, intervenciones dirigidas a su promoción entre la población se evaluó la reproducibilidad de las puntuaciones, siendo infantil. Es necesario continuar acumulando pruebas acerca óptima para los tres factores; esta propiedad métrica no de sus propiedades métricas, especialmente en otros con- fue evaluada en el cuestionario original6 ni en su versión textos, así como desarrollar estudios que permitan conocer chilena7 . su capacidad de detectar el efecto de dichas intervenciones. La puntuación global del cuestionario adaptado presentó una asociación positiva con las puntuaciones del cuestiona- rio KIDSCREEN-27. Cabe destacar que las puntuaciones de la dimensión «entorno escolar» presentaron una correlación moderada con las prácticas de autocuidado. Son numerosos los trabajos dedicados a estudiar la influencia de los entor- Lo conocido sobre el tema nos escolares saludables y su relación con el autocuidado. Las escuelas promotoras de salud y los entornos escolares • La adopción de prácticas de autocuidado en edades saludables tienen efectos positivos en la salud y el autocui- tempranas de la vida es esencial para lograr una vida dado de la población infantil sana28 . adulta y una vejez más activas y saludables. El estudio presenta algunas limitaciones, entre ellas el • Del total de instrumentos de medida dirigidos a hecho de que no se pudo determinar la validez de crite- medir estas prácticas en población infantil sana, no rio, debido a que no existe ningún instrumento que pudiera existe ninguno para población residente en España. servir como «patrón oro»5 . No obstante, se estudió la rela- ción de las puntuaciones con un constructo estrechamente Qué aporta este estudio relacionado con el autocuidado como es la CVRS. Por otra parte, aunque la sensibilidad al cambio es una propie- • La adaptación y validación de un instrumento de dad métrica relevante, esta no fue evaluada, pero sí se medida de las prácticas de autocuidado al contexto determinó la reproducibilidad. Por otra parte, el estudio de la población infantil sana residente en España. se fundamentó en la TCT, ampliamente utilizada pero con • Un instrumento útil para identificar déficits de auto- algunas limitaciones, siendo una de las principales que cuidado en el contexto escolar y en la atención las propiedades métricas dependen de la población donde primaria de salud y facilitar la planificación de inter- se obtuvieron esos datos. Por ello, sería importante eva- venciones dirigidas a su promoción. luar el instrumento desde otras aproximaciones y testar Cuestionario para evaluar las prácticas de autocuidado en población infantil sana 305 Financiación 5. Urpí-Fernández AM, Zabaleta-del-Olmo E, Montes-Hidalgo J, Tomás-Sábado J, Roldán-Merino JF, Lluch-Canut MT. Instru- ments to assess self-care among healthy children: A systematic Este estudio ha sido financiado parcialmente por la Funda- review of measurement properties. J Adv Nurs. 2017;73: ción Enfermería y Sociedad en el marco de las Ayudas a la 2832---44. Investigación Enfermera (PR-040/16). Así mismo, cuenta con 6. Moore JB. Measuring the self-care practice of children and una ayuda del Departament de Salut (SLT006/17/00098) de adolescents: Instrument development. Matern Child Nurs J. la Generalitat de Catalunya para la intensificación investi- 1995;23:101---8. gadora en el marco del Pla Estratègic de Recerca i Innovació 7. Jaimovich S, Campos MC, Campos MS, Moore JB. Spanish en Salut (PERIS). version of the Child and Adolescent Self-Care Performance Questionnaire: psychometric testing. Pediatr Nurs. 2009;35: 109---14. Autoría 8. DeVellis RF. Classical Test Theory. Med Care. 2006;44:S50---9. 9. Mokkink LB, Terwee CB, Patrick DL, Alonso J, Stratford PW, AMUF y EZO concibieron el diseño del estudio y obtuvieron Knol DL, et al. The COSMIN study reached international consen- la aprobación del comité de ética. AMUF y EZO dirigieron sus on taxonomy, terminology, and definitions of measurement la redacción del manuscrito. JTS, ETL y JFRM asesoraron y properties for health-related patient-reported outcomes. J Clin contribuyeron al diseño y realización del estudio. EZO des- Epidemiol. 2010;63:737---45. arrolló el plan de análisis estadístico. JTS y JFRM revisaron 10. Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines el diseño del análisis factorial y asesoraron en su interpreta- for the process of cross-cultural adaptation of self-report mea- sures. Spine (Phila Pa 1976). 2000;25:3186---91. ción. Todos los autores han revisado el borrador críticamente 11. Ravens-Sieberer U, Auquier P, Erhart M, Gosch A, Rajmil L, y sugerido revisiones, han dado la aprobación de la versión Bruil J, et al. The KIDSCREEN-27 quality of life measure for final y han acordado ser responsables de todos los aspectos children and adolescents: Psychometric results from a cross- del estudio. cultural survey in 13 European countries. Qual Life Res. 2007;16: 1347---56. Conflicto de intereses 12. Formosa C, Muscat R. Improving diabetes knowledge and self- care practices. J Am Podiatr Med Assoc. 2016;106:352---6. 13. Heidarzadeh M, Atashpeikar S, Jalilazar T. Relationship between Los autores declaran que no presentan conflictos de intere- quality of life and self-care ability in patients receiving hemo- ses. dialysis. Iran J Nurs Midwifery Res. 2010;15:71---6. 14. Ware JE, Gandek B. Methods for testing data quality, sca- Agradecimientos ling assumptions, and reliability: The IQOLA Project approach. International Quality of Life Assessment. J Clin Epidemiol. Queremos expresar nuestro agradecimiento a la Dra. Moore 1998;51:945---52. y a la Prof. Cecilia Campos por habernos facilitado las copias 15. Brown TA. Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. New York, NY: Guilford; 2006. de los cuestionarios así como las instrucciones y la autori- 16. Streiner DL, Norman G. Health Measurement Scales: A practi- zación para su utilización. Asimismo, queremos agradecer cal Guide to their Development and Use. New York, NY: Oxford al Prof. Ulrike Ravens-Sieberer, coordinador del grupo euro- University Press; 2003. peo KIDSCREEN, su autorización para la utilización de este 17. Hinckle DE, Wiersma W, Jurs SG. Applied statistics for the beha- instrumento en el estudio. También queremos mostrar nues- vioral sciences. 4 th ed. Boston, MA: Houghton Mifflin; 1998. tro agradecimiento a Yolanda González Tavira y a María José 18. R Development Core Team. R: A language and environment for Cesena Santiago, del Consorci d’Educació de Barcelona, por statistical computing. R Foundation for Statistical Computing, su autorización, participación y coordinación con los centros Vienna, Austria. 2016 [consultado 4 May 2018]. Disponible en: educativos; a Josep-Ignasi Almirall Bolíbar, inspector de edu- https://www.r-project.org/. cación, por la coordinación y aportaciones realizadas; a los 19. Rosseel Y. Lavaan: An R package for structural equation mode- ling. J Stat Softw. 2012;48:1---36. directores y alumnos de los centros escolares (Horts, Ram- 20. Tavakol M, Dennick R. Making sense of Cronbach’s alpha. Int J bleta del Clot, Caixa y Verns); a María del Mar García Gil por Med Educ. 2011;2:53---5. su apoyo y asesoramiento estadístico, y al Dr. Rajmil por su 21. Alonso-Castillo MMM, Yañez-Lozano Á, Armendáriz-García NA. orientación como experto en el instrumento KIDSCREEN. Funcionalidad familiar y consumo de alcohol en adolescentes de secundaria. Health Addict. 2017;17:87---96. Bibliografía 22. Miklánková L, Reich P, Klimešová I, Rechtik Z. Substances in the life of children 8-10 years old. J Heal Sci. 2014;4:85---94. 1. Kickbusch I. Self-care in health promotion. Soc Sci Med. 23. Palacio J, León M, García-Belenguer S. Aspectos epidemiológi- 1989;29:125---30. cos de las mordeduras caninas. Gac Sanit. 2005;19:50---8. 2. Orem D. Nursing: Concepts of Practice. 6 th ed. Saint Louis: 24. Smahel D, Wright MF. The meaning of online problematic Mosby; 2001. situations for children ---- Results of qualitative cross-cultural 3. Campbell F, Conti G, Heckman JJ, Moon SH, Pinto R, Pungello investigation in nine European countries. London: EU Kids E, et al. Early childhood investments substantially boost adult Online; 2014. health. Science. 2014;343:1478---85. 25. Rigdon EE. CFI versus RMSEA: A comparison of two fit indexes for 4. Karnik S, Kanekar A. Childhood obesity: A global public health structural equation modeling. 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