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La medición de la capacidad funcional puede realizarse por medio de un instrumento de medición (cuestionarios) o mediante la observación directa con pruebas de ejecución de una tarea específica asociada con la función (pruebas basadas en el rendimiento)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0200"><span class="elsevierStyleSup">1</span></a> y constituye un desenlace relevante en el tratamiento y seguimiento de los pacientes con artritis reumatoide<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0205"><span class="elsevierStyleSup">2,3</span></a>.</p><p id="par0010" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La forma habitual de valorar la capacidad funcional en las personas con artritis reumatoide es mediante cuestionarios autocumplimentados, teniendo en cuenta la percepción de los pacientes sobre sus habilidades físicas y la dificultad que la persona tiene para realizar sus actividades de la vida diaria. La percepción del paciente sobre su limitación funcional predice la discapacidad física, la necesidad de prótesis articular, la probabilidad de pérdida de empleo y de muerte prematura<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0205"><span class="elsevierStyleSup">2,4</span></a>.</p><p id="par0015" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los cuestionarios más empleados incluyen el <span class="elsevierStyleItalic">Health Assessment Questionnaire-Disability Index</span> (HAQ-DI), el <span class="elsevierStyleItalic">Health Assessment Questionnaire-II</span> (HAQ-II) y el <span class="elsevierStyleItalic">Multi-Dimensional Health Assessment Questionnaire</span> (MDHAQ)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0220"><span class="elsevierStyleSup">5</span></a>. El cuestionario HAQ-DI es considerado el patrón de referencia para la evaluación de la limitación funcional<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0225"><span class="elsevierStyleSup">6,7</span></a>. Sin embargo, la extensión del HAQ-DI limita su uso rutinario; además, se ha demostrado que presenta algunos inconvenientes en sus propiedades psicométricas: presencia de efecto suelo, ausencia de linealidad y la posible mala interpretación de algunos ítems<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4,8</span></a>.</p><p id="par0020" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El HAQ-II se desarrolló para mejorar las propiedades psicométricas del HAQ-DI empleando métodos basados en la teoría de respuesta al ítem (TRI)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>. Recientemente, el Colegio Americano de Reumatología recomendó al HAQ-II para la evaluación del funcionamiento físico en la práctica clínica diaria<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0220"><span class="elsevierStyleSup">5</span></a>. Existen estudios que demuestran la validez de las versiones en inglés<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4,9</span></a>, holandés<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0245"><span class="elsevierStyleSup">10</span></a> y español<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0250"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a> del HAQ-II.</p><p id="par0025" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Es conocido que por la diversidad cultural existen diferencias entre el español de Europa, el español de América y entre las distintas variantes del español americano<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0255"><span class="elsevierStyleSup">12</span></a>. Estas diferencias pueden conducir a una interpretación errónea o a la incomprensión de un enunciado, sobre todo cuando presentan simultáneamente muchas diferencias fonéticas, morfosintácticas y léxicas<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0255"><span class="elsevierStyleSup">12</span></a>. Existen 2<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>versiones en español del HAQ-II desarrolladas para su uso en Argentina y Estados Unidos de América (EE. UU.)<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0250"><span class="elsevierStyleSup">11,13</span></a>. Waimann et al.<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0250"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a> reportaron una adecuada fiabilidad y validez convergente de la versión en español de esta herramienta para su uso en Argentina. Después de la revisión bibliográfica no se encontró ningún estudio que reporte las propiedades psicométricas de la versión en español de EE. UU., pero se consideró que esta versión es la más idónea para su uso en la población mexicana por las siguientes razones: 1) los hablantes de origen mexicano representan casi 2/3 (63%) de los hispanohablantes estadounidenses<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0265"><span class="elsevierStyleSup">14</span></a>; 2) debido a que en los EE. UU. conviven personas hispanas de distintos orígenes, al momento de realizar la traducción de un instrumento se considera el empleo de un «español neutro» o «español internacional»; es decir, se elabora una versión lingüística que sea apropiada para más de un país<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0270"><span class="elsevierStyleSup">15,16</span></a>; 3) estudios previos demuestran la validez de la versión en español de EE. UU. del <span class="elsevierStyleItalic">Patient Activity Scale-II</span> (PAS-II) y del <span class="elsevierStyleItalic">Medical Outcome Study Pain Severity Scale</span> en la evaluación de pacientes mexicanos con artritis reumatoide<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">3,17,18</span></a> y 4) la traducción fue hecha por el grupo de autores que desarrollaron la versión original en inglés.</p><p id="par0030" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La adaptación transcultural de los instrumentos es útil cuando existe evidencia de adecuadas propiedades psicométricas en otras poblaciones y su propósito es asegurar que el instrumento presenta las mismas propiedades psicométricas del original para así garantizar la comparabilidad de los resultados<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">3</span></a>. Es decir, lo que se valida es la utilización y la interpretación de los resultados, no el instrumento <span class="elsevierStyleItalic">per se</span>. A la fecha no hay ningún estudio que evalúe las propiedades psicométricas de una versión en español del HAQ-II en población mexicana. Los objetivos del estudio son: 1) evaluar la validez de constructo; 2) evaluar la fiabilidad y 3) analizar el comportamiento y funcionamiento de los ítems del HAQ-II.</p></span><span id="sec0010" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0070">Material y métodos</span><p id="par0035" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Estudio transversal con un diseño para la validación de un cuestionario. La muestra del estudio incluyó pacientes con artritis reumatoide atendidos en la consulta externa de reumatología de 2 hospitales de segundo nivel de atención ubicados en el centro y sureste de México, seleccionados mediante un muestreo de casos consecutivos. Los pacientes están distribuidos en 2<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>muestras: 1) pacientes evaluados de marzo de 2018 a febrero de 2020 y 2) pacientes evaluados de marzo a septiembre de 2016; con la finalidad de efectuar en una de ellas el análisis factorial exploratorio (AFE) y en la otra el análisis factorial confirmatorio (AFC). Los criterios de inclusión fueron: cumplir los criterios de clasificación ACR/EULAR para AR<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0290"><span class="elsevierStyleSup">19</span></a> y tener una edad ≥ 16 años. Se excluyó a los pacientes que no sabían leer y a aquellos que no desearon completar los cuestionarios. El estudio cumplió con los estándares éticos de la Declaración de Helsinki y fue aprobado por el Comité de Ética del Instituto Mexicano del Seguro Social. Se obtuvo el consentimiento informado de todas las personas que participaron en el estudio.</p><p id="par0040" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El cálculo del tamaño de la muestra se basó en las recomendaciones de expertos en el tema. Para el análisis factorial, el tamaño de la muestra debe ser al menos 7<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>veces el número de ítems (es decir, 70 pacientes) con un mínimo de 100<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0295"><span class="elsevierStyleSup">20</span></a>. Con respecto al tamaño de la muestra para el análisis de la TRI, las guías actuales indican que una muestra de ≥500 pacientes se considera adecuada para los modelos logísticos de 2<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>parámetros<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0295"><span class="elsevierStyleSup">20</span></a>.</p><p id="par0045" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los participantes completaron una serie de cuestionarios en formato impreso: HAQ-II<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0260"><span class="elsevierStyleSup">13</span></a>, HAQ-DI<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0270"><span class="elsevierStyleSup">15</span></a>, <span class="elsevierStyleItalic">Rheumatoid Arthritis Quality of Life Scale</span> (RAQoL)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0300"><span class="elsevierStyleSup">21</span></a>, Escala Hospitalaria de Ansiedad y Depresión (EHAD)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0305"><span class="elsevierStyleSup">22</span></a> y la escala de gravedad del dolor MOS (MOS-PSS)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0280"><span class="elsevierStyleSup">17</span></a>. En caso de ser requerido, el mismo médico aclararó las dudas al respecto. Después de completar los cuestionarios, cada paciente fue evaluado clínicamente por el mismo reumatólogo y se calculó el grado de actividad con base en el <span class="elsevierStyleItalic">Clinical Disease Activity Index</span> (CDAI)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">3</span></a> y con el <span class="elsevierStyleItalic">Disease Activity Score</span> 28 (DAS28)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">3</span></a>. A diferencia de los pacientes de la primera muestra, los pacientes de la segunda muestra carecían del resultado del RAQoL, HAQ-DI y del DAS28.</p></span><span id="sec0015" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0075">Instrumento</span><p id="par0050" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El HAQ-II consta de 10 ítems con una escala de respuesta de 4 categorías. La puntuación se obtiene mediante el promedio de los ítems y requiere por lo menos 8 ítems contestados. El rango de las puntuaciones va de 0 a 3, donde una puntuación más alta indica un mayor grado de limitación funcional. En este estudio se empleó la traducción al español de EE. UU., obtenido de la dirección electrónica del <span class="elsevierStyleItalic">National Data Bank of Rheumatic Diseases</span><a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0260"><span class="elsevierStyleSup">13</span></a>. Esta versión contiene un lenguaje simple y un vocabulario de uso común en nuestra población. En una prueba piloto previa a su uso en la muestra 2 (n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>30) se demostró su adecuada comprensión. La mayoría de los pacientes entendieron y respondieron sin dificultad. Sin embargo, se hicieron pequeños cambios con respecto a la original. En 2<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>preguntas se agregaron términos para clarificar el significado de las palabras: En el ítem «¿Sentarse y levantarse del inodoro?» se agregó la clarificación «(retrete, taza del baño)» y en el ítem «¿Abrir las puertas de un auto?» se agregó la clarificación «(coche)», que son términos empleados habitualmente en nuestra población. Por otra parte, en el ítem «¿Alcanzar y bajar un objeto de 2 kilos. Como 2 bolsas de azúcar desde una altura por encima de su cabeza?» se cambio la redacción a «¿Alcanzar y bajar un objeto de 2 kg, como una bolsa de azúcar, desde una altura por encima de su cabeza?», dado que en nuestra población la presentación de 2 kg es una presentación habitual para comprar el azúcar. El instrumento HAQ-II y la descripción de los otros instrumentos empleados en este estudio pueden encontrarse en el material suplementario.</p><span id="sec0020" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0080">Evaluación de la validez de constructo</span><p id="par0055" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La validez de constructo evalúa el grado en que el instrumento refleja la teoría del constructo que se desea medir (capacidad funcional); proporciona la evidencia de si la forma de interpretar las puntuaciones es correcta según la teoría y los constructos que se miden<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0310"><span class="elsevierStyleSup">23</span></a>. Para demostrar la validez de constructo del HAQ-II se analizó la validez basada en la estructura interna y la validez basada en la relación con otras variables.</p></span><span id="sec0025" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0085">Validez basada en la estructura interna</span><p id="par0060" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El análisis de la estructura interna evalúa si los ítems se ajustan a la dimensionalidad descrita al desarrollar el instrumento; es decir, analiza si la estructura interna del instrumento se mantiene invariante. El análisis factorial es una técnica estadística que permite evaluar la estructura interna de un instrumento, definir el número de factores y qué ítems se agrupan en cada factor. Con el análisis factorial se puede demostrar si la evidencia empírica permite aceptar el modelo basado en la teoría sobre el constructo que se evalúa o si se debe rechazar y plantear un nuevo modelo que explique el constructo medido. Existen 2<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>tipos: el AFE y el AFC. El AFE permite explorar, basado en los datos, los posibles constructos que explican las respuestas a los ítems de un instrumento. Una vez obtenido el número de factores, dependiendo del contenido de los ítems incluidos en cada factor, <span class="elsevierStyleItalic">a posteriori</span> se define el nombre del constructo obtenido<span class="elsevierStyleItalic">.</span> Por otro lado, el AFC precisa de una teoría que explique las respuestas a los ítems y que permita establecer las especificaciones del modelo; es decir, la construcción del modelo está basada en información <span class="elsevierStyleItalic">a priori</span>. El AFC comprueba si la estructura factorial es consistente (presenta un buen ajuste a los datos) o no con la estructura teórica y se emplea para demostrar la validez de constructo de los modelos obtenidos en el AFE<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0315"><span class="elsevierStyleSup">24</span></a>.</p><p id="par0065" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El procedimiento de la evaluación de la estructura interna del HAQ-II requirió de 3 etapas: 1) se utilizó en la primera muestra (n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>343) el AFC, evaluando el modelo de un factor descrito en la versión original en inglés<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>; 2) dado que la versión en español presentó un mal ajuste al modelo de un factor, se analizó la posibilidad de un nuevo modelo con base en el AFE y 3) la segunda muestra (n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>153) se utilizó para validar el modelo obtenido en el AFE. Dos modelos fueron evaluados con el AFC: 1) modelo de 2 factores correlacionados; 2) modelo de 2 factores de primer orden y un factor de segundo orden.</p></span><span id="sec0030" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0090">Validez basada en la relación con otras variables</span><p id="par0070" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La relación con otras variables que miden el mismo constructo (validez convergente) o diferentes constructos (validez divergente) son relevantes cuando las puntuaciones del instrumento se usan para estimar el nivel de los pacientes en un constructo, dado que proporcionan información de la magnitud en que estas relaciones son acordes con el constructo en el que se basa la interpretación de los resultados. Se espera que la correlación entre los instrumentos que miden el mismo constructo sea mayor que entre los instrumentos que miden constructos diferentes. La validez de grupos conocidos se demuestra cuando las puntuaciones del instrumento discriminan entre los grupos de pacientes que, teóricamente, se espera que sean diferentes en el constructo medido.</p><p id="par0075" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Para la evaluación de la validez convergente se contrastaron las siguientes hipótesis:<ul class="elsevierStyleList" id="lis0005"><li class="elsevierStyleListItem" id="lsti0005"><span class="elsevierStyleLabel">1.</span><p id="par0080" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La correlación entre el HAQ-II y el HAQ-DI<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0270"><span class="elsevierStyleSup">15</span></a> debe ser alta (ρ ≥ 0,7), dado que evalúan el mismo constructo.</p></li><li class="elsevierStyleListItem" id="lsti0010"><span class="elsevierStyleLabel">2.</span><p id="par0085" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Debido a que son constructos relacionados pero conceptualmente distintos, la puntuación del HAQ-II deberá tener una correlación moderada o mayor (ρ ≥ 0,5) con la gravedad del dolor (medida con el cuestionario MOS-PSS<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0280"><span class="elsevierStyleSup">17</span></a>), la fatiga (medida con una escala visual analógica de 0 a 10), la evaluación global del paciente (medida con una escala visual analógica de 0 a 10), la actividad de la enfermedad (medida con los índices CDAI y DAS28<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0210"><span class="elsevierStyleSup">3</span></a>) y la calidad de vida (medida con el cuestionario RAQoL<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0300"><span class="elsevierStyleSup">21</span></a>).</p></li></ul></p><p id="par0090" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Para la evaluación de la validez divergente se contrastó la siguiente hipótesis:<ul class="elsevierStyleList" id="lis0010"><li class="elsevierStyleListItem" id="lsti0015"><span class="elsevierStyleLabel">1.</span><p id="par0095" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La puntuación del HAQ-II presentará una baja correlación (0,3 ><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>ρ <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,49)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a> con la puntuación de las subescalas de ansiedad y depresión de la EHAD, dado que son constructos distintos.</p></li></ul></p><p id="par0100" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Para la evaluación de la validez de grupos conocidos se contrastó la siguiente hipótesis:<ul class="elsevierStyleList" id="lis0015"><li class="elsevierStyleListItem" id="lsti0020"><span class="elsevierStyleLabel">1.</span><p id="par0105" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los pacientes con actividad moderada a severa con base en la puntuación del CDAI (CDAI<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>> 10) presentarán una puntuación del HAQ-II significativamente mayor que los pacientes en remisión clínica y baja actividad de la enfermedad (CDAI ≤ 10).</p></li></ul></p><p id="par0110" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Para demostrar la evidencia de la validez de constructo se consideró necesario confirmar el 75% de las hipótesis planteadas <span class="elsevierStyleItalic">a priori</span><a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0320"><span class="elsevierStyleSup">25</span></a>.</p></span><span id="sec0035" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0095">Evaluación de la fiabilidad</span><p id="par0115" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La fiabilidad evalúa la precisión con la cual un instrumento mide un constructo; es decir, proporciona mediciones libres de error<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0310"><span class="elsevierStyleSup">23</span></a>. La consistencia interna mide la homogeneidad de los ítems de un instrumento indicando la relación entre ellos y es el método más empleado para medir la fiabilidad de un instrumento. Dentro del análisis de la TRI, el coeficiente de fiabilidad marginal proporciona una estimación de la precisión con que mide un instrumento. El coeficiente de fiabilidad marginal se interpreta como la proporción de varianza en la puntuación observada que se debe a la puntuación verdadera<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0325"><span class="elsevierStyleSup">26</span></a>.</p></span><span id="sec0040" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0100">Análisis basado en la teoría de respuesta al ítem</span><p id="par0120" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La TRI agrupa una serie de modelos que, por medio de funciones matemáticas, describen la probabilidad que tiene un paciente de seleccionar una determinada respuesta a un ítem de acuerdo con su nivel del rasgo latente (capacidad funcional). La TRI permite mediciones invariantes más allá de los ítems que componen el instrumento y provee información de la exactitud con que se mide el constructo en función del nivel del rasgo latente (θ). En la TRI el ítem se considera la unidad de análisis y el nivel del rasgo latente que presenta el paciente se estima a partir del patrón de respuesta obtenido del conjunto de ítems<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0330"><span class="elsevierStyleSup">27</span></a>. El número de rasgos latentes que intervienen al contestar un ítem establece si el modelo es unidimensional (un rasgo latente) o multidimensional (más de un rasgo latente). Los modelos de la TRI vinculan el nivel θ del paciente con los parámetros del ítem (discriminación y dificultad) y la probabilidad de seleccionar una respuesta. El parámetro de discriminación (α) mide la fuerza de la relación entre el ítem y el rasgo latente que se mide<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0335"><span class="elsevierStyleSup">28</span></a>. Los parámetros de dificultad (parámetros β) se interpretan como desviaciones estándar que muestran el rango del rasgo latente cubierto por el ítem. Cuanto mayor sea el parámetro β, mayor será el nivel de limitación funcional que una persona debe tener para seleccionar esa opción de respuesta<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0335"><span class="elsevierStyleSup">28</span></a>. Las pruebas de bondad de ajuste permiten evaluar hasta qué punto el modelo representa los datos observados<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0330"><span class="elsevierStyleSup">27</span></a>. Si el modelo se ajusta a los datos empíricos, se puede suponer que el modelo representa de forma apropiada la relación entre el rasgo latente y la probabilidad de que el paciente seleccione determinada respuesta al ítem.</p></span><span id="sec0045" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0105">Análisis estadístico</span><p id="par0125" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El análisis descriptivo de las variables categóricas (características de los pacientes y de los ítems) y el efecto suelo-techo (pacientes que obtenían la puntuación mínima y máxima posible, respectivamente) se presentan como el número de casos (n) y su porcentaje (%). En el caso de las variables continuas se presentan como media y desviación estándar (media<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>± DE) o mediana (rango intercuartil), según corresponda. Para la comparación entre las puntuaciones del factor 1 y del factor 2 se empleó la prueba t para muestras relacionadas. La concordancia entre el HAQ-DI y el HAQ-II se evaluó con el coeficiente de correlación y concordancia de Lin (CCC) y por el método de Bland-Altman<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0340"><span class="elsevierStyleSup">29</span></a>.</p><p id="par0130" class="elsevierStylePara elsevierViewall"><span class="elsevierStyleItalic">Análisis factorial</span>. El AFC se realizó utilizando correlaciones policóricas y el procedimiento de estimación de los parámetros empleado fue el de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente (DWLS)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0345"><span class="elsevierStyleSup">30</span></a>. Los criterios que se emplearon para determinar un buen ajuste del modelo son: una razón de ji cuadrado (χ<span class="elsevierStyleSup">2</span>) sobre los grados de libertad (CMIN/DF) <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>3, el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,06, el residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR) ≤ 0,08, el índice de ajuste comparativo (CFI) ≥ 0,95 y el índice de Tucker Lewis (TLI) ≥ 0,95. Un valor RMSEA ≤ 0,08 se considera un ajuste aceptable y un valor<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>> 0,10 se considera un mal ajuste<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0285"><span class="elsevierStyleSup">18</span></a>. En el AFE, el número apropiado de factores que extraer se determinó con el análisis paralelo, los parámetros se estimaron con el método de residuales mínimos (minres) y se empleó una rotación oblimin.</p><p id="par0135" class="elsevierStylePara elsevierViewall"><span class="elsevierStyleItalic">Validez basada en la relación con otras variables.</span> Se calculó el coeficiente de correlación de Spearman (ρ) entre las puntuaciones del HAQ-II y las puntuaciones de los otros instrumentos. Se empleó la prueba de Kruskal-Wallis y la prueba de Dunn para saber entre qué grupos las puntuaciones del HAQ-II diferían significativamente según el grado de actividad medido por el CDAI<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0350"><span class="elsevierStyleSup">31</span></a>.</p><p id="par0140" class="elsevierStylePara elsevierViewall"><span class="elsevierStyleItalic">Fiabilidad</span>. La consistencia interna se estimó con los coeficientes α de Cronbach y ω de McDonald. Estos coeficientes tienen la misma interpretación: un valor entre 0,70 y 0,95 se considera apropiado<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0355"><span class="elsevierStyleSup">32</span></a>.</p><p id="par0145" class="elsevierStylePara elsevierViewall"><span class="elsevierStyleItalic">Análisis basado en la TRI</span>. Los modelos de la TRI evaluados fueron: el modelo de crédito parcial (MCP), el modelo de crédito parcial generalizado (MCPG) unidimensional y multidimensional (MCPGM), modelo de respuesta graduada unidimensional (MRG) y multidimensional (MRGM). El ajuste del modelo a los datos a nivel del ítem se evaluó con el estadístico S-X<span class="elsevierStyleSup">2</span>, un valor de <span class="elsevierStyleItalic">p</span> ajustado mediante el método de Benjamini-Hochberg <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,05 indica un mal ajuste a nivel del ítem<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0285"><span class="elsevierStyleSup">18</span></a>. Se consideró un buen ajuste global del modelo si el valor de <span class="elsevierStyleItalic">p</span> del estadístico de información limitada (M2*) era<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>> 0,05, RMSEA <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,089 y SRMR <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,05<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0285"><span class="elsevierStyleSup">18</span></a>. Los índices G2-LD y Q3 se emplearon para evaluar el supuesto de independencia local de los ítems<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0345"><span class="elsevierStyleSup">30</span></a>. Se compararon los resultados de los modelos a partir de los índices de bondad de ajuste, la razón de verosimilitudes (<span class="elsevierStyleItalic">likelihood ratio test</span>) y la prueba de Vuong<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0360"><span class="elsevierStyleSup">33</span></a>. Para evaluar el ajuste de las personas (<span class="elsevierStyleItalic">person fit</span>) se empleó el estadístico Zh<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0365"><span class="elsevierStyleSup">34</span></a>. El estadístico Zh se emplea para identificar a las personas cuya respuesta a los ítems no es consistente con el nivel de su rasgo latente. Un valor del Zh mayor de<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>2 refleja a las personas con un patrón de respuesta «atípico» o «inconsistente»<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0365"><span class="elsevierStyleSup">34</span></a>.</p><p id="par0150" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El análisis estadístico se realizó en el programa R (R Core Team, 2017, Viena, Austria). Los paquetes empleados en el análisis de los datos fueron: <span class="elsevierStyleItalic">psych</span> para el análisis descriptivo y el AFE; <span class="elsevierStyleItalic">lavaan</span> y <span class="elsevierStyleItalic">semplot</span> para el AFC; <span class="elsevierStyleItalic">psych</span> y <span class="elsevierStyleItalic">semtools</span> para el análisis de fiabilidad y <span class="elsevierStyleItalic">mirt</span> para la calibración de los modelos de la TRI.</p></span></span><span id="sec0050" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0110">Resultados</span><span id="sec0055" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0115">Características generales de los participantes</span><p id="par0155" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Cumplieron los criterios de inclusión 508<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>pacientes, de los cuales 496 (97,63%) completaron todos los ítems del HAQ-II. Se eliminó a los participantes con ítems incompletos; la mayoría dejó un ítem sin respuesta; solo un paciente no respondió 3 ítems. Los ítems que presentaron el mayor número de valores perdidos fueron el ítem 6 (n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>2) y el 10 (n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>2). La muestra total (n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>496) se conformó principalmente por mujeres (87,5%), con una edad media de 49,8 años (rango: 16-79) y una escolaridad promedio de 9 años (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0005">tabla 1</a>). El HAQ-DI presentó una mayor frecuencia del efecto suelo (11,1%; 38 de 343) que el HAQ-II (8,2%; 28/343). Ni el HAQ-II ni el HAQ-DI presentaron el efecto techo.</p><elsevierMultimedia ident="tbl0005"></elsevierMultimedia></span><span id="sec0060" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0120">Validez basada en la estructura interna</span><p id="par0160" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los resultados de la calibración de los ítems en la primera muestra se presentan en la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0010">tabla 2</a>. Los resultados del AFC indicaron una pobre adecuación al modelo de un factor (RMSEA<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>> 0,10), por lo cual se realizó un AFE a los datos, que demostró que una solución de 2 factores correlacionados explica las respuestas a los ítems del HAQ-II. El AFC en la segunda muestra demostró que el modelo de 2 factores correlacionados y el modelo de segundo orden presentaron un ajuste aceptable a los datos (RMSEA<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,08; SRMR<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,06). La reespecificación del modelo, incluyendo la correlación entre los residuales de los ítems 8 y 9, ocasionó un buen ajuste del modelo a los datos (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#fig0005">fig. 1</a>).</p><elsevierMultimedia ident="tbl0010"></elsevierMultimedia><elsevierMultimedia ident="fig0005"></elsevierMultimedia></span><span id="sec0065" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0125">Validez basada en la relación con otras variables</span><p id="par0165" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El 93% de las hipótesis contrastadas sobre la relación de las puntuaciones del HAQ-II con otras variables se confirmaron, lo cual demuestra su validez convergente, divergente y de grupos conocidos. La puntuación total del HAQ-II se calculó como el promedio del factor 1 y del factor 2. Los coeficientes de correlación de las puntuaciones del HAQ-II con otras variables se presentan en la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0015">tabla 3</a>.</p><elsevierMultimedia ident="tbl0015"></elsevierMultimedia><p id="par0170" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La puntuación del HAQ-II fue capaz de diferenciar a los pacientes con actividad inflamatoria de los pacientes con remisión/baja actividad de la enfermedad. La puntuación del HAQ-II fue significativamente mayor de acuerdo con el grado de actividad de la enfermedad por el CDAI (<span class="elsevierStyleItalic">p</span> <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,001). Con excepción de la comparación de los grupos de actividad moderada frente a los de actividad grave, todas las comparaciones fueron significativas (<span class="elsevierStyleItalic">p</span> <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,005) en el análisis <span class="elsevierStyleItalic">post hoc</span>.</p></span><span id="sec0070" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0130">Fiabilidad</span><p id="par0175" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El resultado de los coeficientes α de Cronbach (rango de 0,92-0,95) y ω de McDonald (rango de 0,88-0,93) demostraron una adecuada consistencia interna (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0010">tabla 2</a> y <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#fig0005">fig. 1</a>). El coeficiente de fiabilidad marginal del factor 1 y del factor 2 fue de 0,89 y 0,92, respectivamente, lo cual demuestra que se obtienen mediciones precisas según este indicador de la TRI.</p></span><span id="sec0075" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0135">Modelos de la teoría de respuesta al ítem</span><p id="par0180" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Para obtener la mayor precisión de los parámetros estimados, el análisis basado en la TRI se realizó con la muestra total de pacientes (n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>496). Los resultados del ajuste para los modelos evaluados se presentan en la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0020">tabla 4</a>. El modelo de respuesta graduada multidimensional (MRGM) de 2 factores correlacionados fue el que presentó el mejor ajuste a los datos y fue significativamente mejor que el MCPGM (<span class="elsevierStyleItalic">p</span><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,03). Un par de ítems (ítems 8 y 9) mostraron un mal ajuste a nivel del ítem con base en los estándares establecidos. Sin embargo, la eliminación de cualquiera de estos ítems produjo un mal ajuste global del modelo. Ninguno de los ítems presentó dependencia local.</p><elsevierMultimedia ident="tbl0020"></elsevierMultimedia><p id="par0185" class="elsevierStylePara elsevierViewall"><span class="elsevierStyleItalic">Parámetros de los ítems.</span> Las estimaciones de los parámetros y los estadísticos de ajuste de cada uno de los ítems se presentan en la <a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0025">tabla 5</a>. El rango de los parámetros de discriminación fue de 2,21 a 7,36, lo cual indica que los ítems permiten discriminar bien entre las personas con alta y baja capacidad funcional. El ítem con más capacidad de distinguir entre pacientes fue el ítem 8 «Mover objetos pesados». Por el contrario, el ítem 5 «abrir las puertas de un auto» fue el que demostró la menor discriminación. Todos los parámetros de dificultad (<span class="elsevierStyleItalic">β</span>) de los ítems presentaron un ordenamiento creciente, lo que indica que es necesario tener una puntuación más alta en la limitación funcional a medida que se aumenta en la categoría de respuesta seleccionada. Los ítems «caminar fuera de su casa» y «abrir las puertas de un auto» fueron los ítems «más difíciles», es decir, que requieren un alto nivel de limitación funcional para ser seleccionados. Por el contrario, los ítems «mover objetos pesados» y «sostener objetos pesados» fueron los ítems «más fáciles», es decir, se requiere que los pacientes presenten una limitación funcional leve para que sean seleccionados, lo que indica que en estos ítems es donde las personas mostraron más frecuentemente su limitación funcional.</p><elsevierMultimedia ident="tbl0025"></elsevierMultimedia><p id="par0190" class="elsevierStylePara elsevierViewall"><span class="elsevierStyleItalic">Parámetros de las personas</span>. Las estimaciones de la capacidad funcional (θ) de los pacientes en el primer factor se distribuyeron en valores <span class="elsevierStyleItalic">logits</span> de −1,67 y 2,73; y entre −1,76 y 2,58 en el segundo factor. El análisis del ajuste de las personas mostró que el 95,37% de los patrones de respuesta se ajustaron al modelo (valor del estadístico Zh entre −2 y 2), y únicamente el 1,61% de las personas presentaron un patrón de respuestas «atípicas» o «inconsistentes», con un valor del estadístico Zh <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>−3.</p></span><span id="sec0080" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0140">Interpretación de los resultados</span><p id="par0195" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La correlación entre las puntuaciones obtenidas mediante el promedio de los ítems y el valor θ obtenido en el MRGM fue de 0,95 (IC 95%: 0,95-0,96) para el factor 1 y de 0,96 (IC 95%: 0,95-0,97) para el factor 2. La puntuación promedio de los ítems del factor 2 fue significativamente mayor que la del factor 1 en la muestra 1 (4,09 frente a 3,03; <span class="elsevierStyleItalic">p</span> <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,001) y en la muestra 2 (3,78 frente a 2,74; <span class="elsevierStyleItalic">p</span> <<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,001). La magnitud y dirección de la correlación entre el HAQII y el HAQ-DI con las variables clínicas estudiadas fueron similares (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0025">tabla 5</a>). La concordancia entre las puntuaciones del HAQ-II y del HAQ-DI presentó un CCC<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,87 (IC 95%: 0,84-0,89) y el sesgo estimado por el método de Bland-Altman fue de 0,04 (límites de concordancia: −0,62, 0,72).</p></span></span><span id="sec0085" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0145">Discusión</span><p id="par0200" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Los resultados del estudio demuestran que la estructura interna de la versión en español del HAQ-II está constituida por 2 factores. Los modelos de 2 factores correlacionados y el modelo de segundo orden presentaron niveles equivalentes de ajuste. Sin embargo, la alta correlación entre los 2 factores, obtenida en el AFC, indica la presencia de un factor general. El modelo de segundo orden proporciona una explicación parsimoniosa de las correlaciones entre los factores de primer orden<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0370"><span class="elsevierStyleSup">35</span></a>. Los resultados del estudio muestran que el HAQ-II está constituido por un factor general que mide la capacidad funcional indirectamente (a través de los ítems) y 2 factores relacionados pero distintos, que miden características específicas de la capacidad funcional.</p><p id="par0205" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El análisis de la estructura factorial incide en la interpretación de la puntuación de un instrumento y puede revelar que la puntuación debe separarse en varias puntuaciones<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0370"><span class="elsevierStyleSup">35</span></a>. A partir del modelo de segundo orden se pueden obtener 3 puntuaciones: una por cada factor y una total. Debido a que el factor general (capacidad funcional) explica la mayor parte de la varianza observada en la respuesta a los ítems (>0,7), se puede considerar que el HAQ-II representa esencialmente un instrumento unidimensional<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0375"><span class="elsevierStyleSup">36</span></a>. En la práctica clínica, el empleo de la puntuación total podría ser la puntuación más útil.</p><p id="par0210" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Con base en el análisis del contenido de los ítems (<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#tbl0010">tabla 2</a>) incluidos en cada uno de los factores, a partir de la clasificación internacional del funcionamiento (CIF)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0380"><span class="elsevierStyleSup">37</span></a>, se consideró que el factor 1 mide «actividades con predominio del funcionamiento de las extremidades inferiores» y el factor 2 mide las «actividades con predominio del funcionamiento de las extremidades superiores». Debido a que la artritis reumatoide afecta de modo predominante a las articulaciones pequeñas y medianas de las extremidades superiores, existe una justificación teórica para considerar que la limitación funcional en los pacientes con esta enfermedad sea mayor en las extremidades superiores que en las inferiores. Para el buen ajuste a los datos fue necesario especificar una correlación entre los errores de los ítems 8 y 9, lo cual indica que ambos ítems presentan una varianza única compartida. Este hallazgo fue descrito previamente<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0245"><span class="elsevierStyleSup">10,11</span></a> y tiene sustento teórico. La correlación entre los ítems «mover objetos pesados» y «levantar objetos pesados» puede ser explicada por ser 2 tareas muy similares, es decir, las personas generalmente intentan levantar objetos para moverlos.</p><p id="par0215" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La magnitud y dirección de las correlaciones entre la puntuación total de la versión en español del HAQ-II con otras variables es consistente con las correlaciones publicadas en estudios previos: con la intensidad del dolor de 0,46-0,61<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4,10,11</span></a>, 0,55 con la fatiga<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>, 0,55 con el DAS28<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0250"><span class="elsevierStyleSup">11</span></a>, 0,44 con los síntomas depresivos<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>, 0,38 con los síntomas de ansiedad<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a> y de 0,91-0,92 con el HAQ-DI<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4,10,11</span></a>. Estos resultados demuestran su validez basada en la relación con otras variables.</p><p id="par0220" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El análisis basado en la TRI tiene el objetivo de producir puntuaciones fiables que se puedan usar para hacer inferencias válidas sobre los examinados<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0385"><span class="elsevierStyleSup">38</span></a>. Los diferentes tipos de modelos representan diferentes perspectivas teóricas<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0390"><span class="elsevierStyleSup">39</span></a>. Un modelo es útil en la medida en que proporciona predicciones razonables de las probabilidades de selección de una respuesta al ítem y la ubicación de la persona en la escala, simultáneamente<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0390"><span class="elsevierStyleSup">39</span></a>. Dos estudios previos reportaron un buen ajuste de los datos al modelo Rasch, lo cual implica que todos los ítems presentan la misma discriminación y miden una sola dimensión<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4,10</span></a>. En otro, estudio se demostró un adecuado ajuste al MCPG<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0240"><span class="elsevierStyleSup">9</span></a>, que permite variar la discriminación entre los ítems.</p><p id="par0225" class="elsevierStylePara elsevierViewall">En este estudio examinamos el ajuste a diferentes tipos de modelos de la TRI. A diferencia de los estudios previos, los resultados muestran que ni los modelos unidimensionales (MCPG y MRG) ni el modelo Rasch (MCP) representaron con precisión la interacción ítems-personas en nuestra muestra. El MRGM de 2<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>dimensiones representó con mayor precisión la interacción entre los pacientes y los ítems del HAQ-II. Es decir, los ítems son sensibles a las diferencias en las actividades que requieren predominantemente el funcionamiento de las extremidades superiores de las actividades que requieren predominantemente el funcionamiento de las extremidades inferiores y que las diferencias en la limitación funcional de las personas requirieron de 2<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>dominios para representarse con precisión. El coeficiente de fiabilidad marginal de las estimaciones de la puntuación de las dimensiones<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0375"><span class="elsevierStyleSup">36</span></a> demuestra que el HAQ-II ordena de forma apropiada a los encuestados a lo largo del nivel del rasgo latente.</p><p id="par0230" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La alta correlación entre las puntuaciones estimadas por el promedio de los ítems y el valor θ obtenido del MRGM indica que el empleo del promedio de los ítems proporciona puntuaciones similares del rasgo latente. La concordancia entre las puntuaciones del HAQ-II y el HAQ-DI en nuestro estudio coinciden con lo reportado por Wolfe et al. (CCC<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,902; sesgo<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,02)<a class="elsevierStyleCrossRef" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4</span></a>. Esto señala que ambas escalas evalúan constructos similares, pero no son intercambiables a nivel individual<a class="elsevierStyleCrossRefs" href="#bib0215"><span class="elsevierStyleSup">4,10</span></a>.</p><p id="par0235" class="elsevierStylePara elsevierViewall">Las limitaciones que se deben considerar al interpretar el estudio son: debido al diseño del estudio algunas propiedades psicométricas no fueron evaluadas (fiabilidad test-retest, validez predictiva y sensibilidad al cambio); el estudio no incluye un porcentaje significativo de pacientes con baja alfabetización, en los cuales se puede presentar una mayor dificultad en la comprensión de los ítems; la muestra no proviene de la población general y no se evaluó si los pacientes tienen una preferencia por el HAQ-II en comparación con el HAQ-DI. Sin embargo, la escolaridad de los participantes es equivalente al promedio estimado para la población mexicana y se empleó una muestra de pacientes que constituyen la población diana para el uso del HAQ-II.</p></span><span id="sec0090" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0150">Conclusión</span><p id="par0240" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La versión en español del HAQ-II presenta un grado adecuado de validez y fiabilidad para la medición de la capacidad funcional en pacientes mexicanos con artritis reumatoide.</p></span><span id="sec0095" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0155">Financiación</span><p id="par0245" class="elsevierStylePara elsevierViewall">La presente investigación no ha recibido ayudas específicas provenientes de agencias del sector público, sector comercial o entidades sin ánimo de lucro.</p></span><span id="sec0100" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0160">Conflicto de intereses</span><p id="par0250" class="elsevierStylePara elsevierViewall">El autor declara no tener ningún conflicto de intereses.</p></span></span>" "textoCompletoSecciones" => array:1 [ "secciones" => array:13 [ 0 => array:3 [ "identificador" => "xres1696401" "titulo" => "Resumen" "secciones" => array:4 [ 0 => array:2 [ "identificador" => "abst0005" "titulo" => "Objetivo" ] 1 => array:2 [ "identificador" => "abst0010" "titulo" => "Métodos" ] 2 => array:2 [ "identificador" => "abst0015" "titulo" => "Resultados" ] 3 => array:2 [ "identificador" => "abst0020" "titulo" => "Conclusión" ] ] ] 1 => array:2 [ "identificador" => "xpalclavsec1502573" "titulo" => "Palabras clave" ] 2 => array:3 [ "identificador" => "xres1696400" "titulo" => "Abstract" "secciones" => array:4 [ 0 => array:2 [ "identificador" => "abst0025" "titulo" => "Objective" ] 1 => array:2 [ "identificador" => 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"Resumen" "resumen" => "<span id="abst0005" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0010">Objetivo</span><p id="spar0005" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Evaluar la validez de constructo, la fiabilidad y el funcionamiento de los ítems de una versión en español del <span class="elsevierStyleItalic">Health Assessment Questionnaire-II</span> (HAQ-II) para medir la capacidad funcional.</p></span> <span id="abst0010" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0015">Métodos</span><p id="spar0010" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Estudio transversal que incluyó a 496 pacientes con artritis reumatoide, distribuidos en 2 muestras. La validez de constructo se evaluó mediante el análisis factorial confirmatorio y la validez basada en la relación con otras variables. Para determinar la fiabilidad se empleó el coeficiente alfa de Cronbach (α) y omega de McDonald (ω). El funcionamiento de los ítems se analizó mediante el ajuste a diferentes modelos de la teoría de respuesta al ítem.</p></span> <span id="abst0015" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0020">Resultados</span><p id="spar0015" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">El modelo de un factor presentó un mal ajuste en el análisis factorial confirmatorio; se realizó un análisis factorial exploratorio que señaló una estructura de 2 factores. El análisis factorial confirmatorio en la segunda muestra confirmó que el modelo de segundo orden presentó un buen ajuste a los datos. El factor general explicó más del 70% de la varianza. Los índices de fiabilidad mostraron una adecuada consistencia interna (α = 0,92-0,95; ω<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,88-0,93). El 93% de las hipótesis contrastadas sobre la relación de las puntuaciones del HAQ-II con otras variables se confirmaron, lo cual demuestra su validez convergente, divergente y de grupos conocidos. El modelo de respuesta graduada multidimensional fue el que mejor predijo la interacción de las personas con los ítems.</p></span> <span id="abst0020" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0025">Conclusión</span><p id="spar0020" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">La versión en español del HAQ-II presenta una adecuada validez y fiabilidad para la medición de la capacidad funcional en pacientes mexicanos con artritis reumatoide.</p></span>" "secciones" => array:4 [ 0 => array:2 [ "identificador" => "abst0005" "titulo" => "Objetivo" ] 1 => array:2 [ "identificador" => "abst0010" "titulo" => "Métodos" ] 2 => array:2 [ "identificador" => "abst0015" "titulo" => "Resultados" ] 3 => array:2 [ "identificador" => "abst0020" "titulo" => "Conclusión" ] ] ] "en" => array:3 [ "titulo" => "Abstract" "resumen" => "<span id="abst0025" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0035">Objective</span><p id="spar0025" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">To evaluate the validity, reliability, and performance of the Health Assessment Questionnaire<span class="elsevierStyleSmallCaps">-</span>II<span class="elsevierStyleSmallCaps">(HAQ-</span>II) Spanish version questionnaire to measure physical function.</p></span> <span id="abst0030" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0040">Methods</span><p id="spar0030" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">A cross-sectional study of 496 patients with rheumatoid arthritis, distributed in 2 samples. The construct validity was evaluated employing the confirmatory factor analysis and the validity based on the relationship with other variables. Cronbach's alpha (α) and McDonald's omega (ω) coefficient were used to determine reliability. Item performance was analysed by fitting different models of item response theory.</p></span> <span id="abst0035" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0045">Results</span><p id="spar0035" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">The one-factor model presented a poor fit in the confirmatory factor analysis; an exploratory factor analysis was carried out, which suggested a 2-factor structure. The confirmatory factor analysis in the second sample confirmed that the second-order model had a good fit to the data. The general factor explained more than 70% of the variance. The reliability indices showed adequate internal consistency (α<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>.92-.95; ω<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>.88-.93). Ninety-three percent of the contrasting hypotheses about the relationship of the HAQ-II scores with other variables were confirmed, demonstrating their convergent, divergent, and known group validity. The multidimensional graduated response model was the one that best predicted person's interaction with the items.</p></span> <span id="abst0040" class="elsevierStyleSection elsevierViewall"><span class="elsevierStyleSectionTitle" id="sect0050">Conclusion</span><p id="spar0040" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">The Spanish version of the HAQ-II presents adequate validity and reliability for measuring Mexican patients’ physical function with rheumatoid arthritis.</p></span>" "secciones" => array:4 [ 0 => array:2 [ "identificador" => "abst0025" "titulo" => "Objective" ] 1 => array:2 [ "identificador" => "abst0030" "titulo" => "Methods" ] 2 => array:2 [ "identificador" => "abst0035" "titulo" => "Results" ] 3 => array:2 [ "identificador" => "abst0040" "titulo" => "Conclusion" ] ] ] ] "apendice" => array:1 [ 0 => array:1 [ "seccion" => array:1 [ 0 => array:4 [ "apendice" => "<p id="par0260" class="elsevierStylePara elsevierViewall"><elsevierMultimedia ident="upi0005"></elsevierMultimedia></p>" "etiqueta" => "Anexo" "titulo" => "Material adicional" "identificador" => "sec0110" ] ] ] ] "multimedia" => array:7 [ 0 => array:7 [ "identificador" => "fig0005" "etiqueta" => "Figura 1" "tipo" => "MULTIMEDIAFIGURA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "figura" => array:1 [ 0 => array:4 [ "imagen" => "gr1.jpeg" "Alto" => 3678 "Ancho" => 2500 "Tamanyo" => 603276 ] ] "descripcion" => array:1 [ "es" => "<p id="spar0045" class="elsevierStyleSimplePara elsevierViewall">Representación (<span class="elsevierStyleItalic">path diagram</span>) de los 2 modelos que mejor describen la estructura interna de la versión en español del HAQ-II.</p>" ] ] 1 => array:8 [ "identificador" => "tbl0005" "etiqueta" => "Tabla 1" "tipo" => "MULTIMEDIATABLA" "mostrarFloat" => true "mostrarDisplay" => false "detalles" => array:1 [ 0 => array:3 [ "identificador" => "at1" "detalle" => "Tabla " "rol" => "short" ] ] "tabla" => array:1 [ "tablatextoimagen" => array:1 [ 0 => array:2 [ "tabla" => array:1 [ 0 => """ <table border="0" frame="\n \t\t\t\t\tvoid\n \t\t\t\t" class=""><thead title="thead"><tr title="table-row"><th class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-head\n \t\t\t\t " align="" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black"> \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-head\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Muestra 1(n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>343) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-head\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Muestra 2(n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>153) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t\t\t</th><th class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-head\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t" scope="col" style="border-bottom: 2px solid black">Total(n<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>=<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>496) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t\t\t</th></tr></thead><tbody title="tbody"><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">Edad \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">49,28<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>11,50 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">51,01<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>11,63 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">49,81<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>11,56 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">Escolaridad \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">9,77<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>4,13 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">7,9<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>3,57 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">9,22<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>4,06 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleItalic">Health Assessment Questionnaire-II</span>(modelo de un factor) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (1) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (0,9) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (0,9) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " colspan="4" align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleItalic">Health Assessment Questionnaire-II (modelo de 2 factores)</span></td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>Factor 1 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,6 (1) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,6 (0,8) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,6 (1) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>Factor 2 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (1,2) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (1) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (1,2) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>Total \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (1) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (0,9) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,8 (0,9) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " colspan="4" align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleVsp" style="height:0.5px"></span></td></tr><tr title="table-row"><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " colspan="4" align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleItalic">Health Assessment Questionnaire-II (2 factores, valor theta,</span> θ<span class="elsevierStyleItalic">)</span></td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>Factor 1 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,01<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,95 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">−0,10<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,96 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">−0,01<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,94 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>Factor 2 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">0,02<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,93 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">−0,08<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>-0,10 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">−0,01<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>0,95 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleItalic">Health Assessment Questionnaire-Disability Index</span> (HAQ-DI) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">1 (1,12) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">- \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">- \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleItalic">Clinical Disease Activity Index (CDAI)</span> \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">8 (15,5) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">6,25 (12,5) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">7 (14,5) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleItalic">Disease Activity Score</span> 28 (DAS28) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">3,61<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>±<span class="elsevierStyleHsp" style=""></span>1,45 \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">- \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">- \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t"><span class="elsevierStyleItalic">Rheumatoid Arthritis Quality of Life Scale</span> (RAQoL) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">10 (14) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">- \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td class="td" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">- \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td></tr><tr title="table-row"><td class="td-with-role" title="\n \t\t\t\t\ttable-entry\n \t\t\t\t ; entry_with_role_rowhead " align="left" valign="\n \t\t\t\t\ttop\n \t\t\t\t">Escala de gravedad del dolor MOS (MOS-PSS) \t\t\t\t\t\t\n \t\t\t\t</td><td cla