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Introducción
La Organización Mundial de la Salud (OMS, 2015) sostiene que un objetivo prio ritario del Estado es el mejorar la salud de la población, tomando como referencia a la familia como un grupo fundamental (Cuba et al., 2013). Así mismo considera la aceleración del proceso de envejecimiento dentro de 30 años con un aumento de hasta 2000 millones de personas adultas, por tanto, resulta necesario mejorar la calidad de vida a nivel individual y familiar (Troncoso y Soto, 2018).
En estos tiempos, la familia cumple un rol central dentro de la sociedad, más aún, cumpliendo el acompañamiento en los últimos días de la vida, puesto que esta se considera un gran apoyo emocional, económico y social (Placeres y De León, 2011); por tanto, una relación familiar o el inadecuado funcionamiento en la familia afectaría e incrementaría las enfermedades, conductas adictivas y sus relaciones sociales (Valencia y Vargas, 2021). Así mismo, Romer et al. (1999) plantean que la familia es una entidad biopsicosocial, cuya función principal sería contribuir con la salud de todos sus integrantes.
Por ello, la funcionalidad familiar recibe un notable interés dentro del área de la salud. Castilla et al. (2014) manifiestan que hace más de diez años se daba mayor atención a las deficiencias, carencias y disfuncionalidades dentro del en torno familiar. Sin embargo, en la actualidad, se ha incrementado los esfuer zos por reconocer fortalezas y potencialidades en la familia y así enfrentar las dificultades, por el bien de los miembros que la conforman. Surge entonces la necesidad de identificar acerca del funcionamiento familiar, por eso Smilkstein (1978) refiere que la funcionalidad de la familia es la percepción que se tiene de su propia familia el cuidado y soporte emocional. Suarez y Alcalá (2014) mani fiestan que las herramientas de atención integral dirigidos a la familia eviden cian una valoración esquemática de la familia y sus interacciones, permitiendo observar una visión integrada sobre la problemática actual, los partes débiles y fuertes, así como su desarrollo histórico, que permitirán un adecuado diagnós tico familiar; siendo muy útil y recomendado para explorar la funcionalidad de las familias el test denominado APGAR Familiar desarrollada por Smilkstein en 1978. Mayorga et al. (2019) manifiestan que durante la etapa de la tercera edad (vejez) la funcionalidad familiar tiende a ser flexible y perseverante a las diver sas necesidades que puedan presentar, es decir, el entorno familiar es un soporte de apoyo, propiciando las relaciones de ayuda y cuidado de sus miembros, por el bienestar de las personas de la tercera edad. Por otro lado, es importante conocer que se presentan diferencias en la percepción del funcionamiento familiar por el sexo, tal como lo propone Jiménez et. al (2016), quienes refieren que la persona adulta mayor de sexo femenino presenta alta percepción de apoyo familiar e independencia funcional respecto de los varones adultos mayores, que eviden ciaron menor percepción familiar y mayor dependencia parcial, por lo cual se justica explorar si el instrumento de estudio tiene un funcionamiento distinto por esta característica de la población.
Dentro de este contexto, resulta importante contar con instrumentos breves, fáciles de aplicar a adultos mayores en relación a la funcionalidad familiar plan teada por Smilkstein, con validez y confiabilidad. Luego, se permitirá la toma de decisión en el trabajo con adultos mayores, como el planteado por Valencia y Vargas en el 2021, que busca analizar a través del modelo Rasch para verificar la validez de la prueba de funcionalidad aplicada a 1514 participantes, encontran do una confiabilidad de Wright de 0.96. Gardner en 2001, sobre las propiedades psicométricas del APGAR familiar, encontró una mínima relación. Castilla et al. (2014) realizaron a cabo un estudio psicométrico para describir las propiedades psicométricas de la escala APGAR familiar, integrada por cinco (5) ítems, con cinco (5) alternativas de tipo Likert que evalúa la percepción del funcionamiento de la familia. La muestra estuvo constituida por 256 alumnos de sexo masculino de edades entre 11 a 18 años, de una institución educativa pública de Lima. Los resultados de la escala APGAR mostraron correlación ítem-test altamente signifi cativa por cada ítem, además presenta una consistencia interna de tipo moderada (α =.788), la validez de constructo fue realizada por el análisis factorial.
Además, Mayorga et al. (2019) investigaron sobre los análisis psicométricos en adultos mayores en Chile, con una muestra de 400 participantes de personas mayores; realizaron el análisis factorial confirmatorio del APGAR (CFI = 0,997; TLI = 0,995; RMSEA = 0,079), la confiabilidad obtenida fue según Cronbach (0.992) y Omega (0.968) y obtuvieron validez de criterio externo con el modelo estructural de relaciones entre APGAR y escalas de bienestar y soledad.
Actualmente, se dispone de validaciones peruanas para población compren dida en la adultez temprana y adultez media. Tomando en cuenta lo planteado por Levinson (1986 citado en Izquierdo, 2007), se divide la adultez en temprana (17-45 años), intermedia (40-65 años) y la tardía (adulto mayor, de los 60 años en adelan te). También menciona la última fase, la ancianidad (a partir de los 80 años); sin embargo, se carece mayores investigaciones para la adultez mayor, su validación en dicha población permitiría implementar programas de prevención selectiva y oportuna a sus necesidades de atención. Esta investigación logró analizar confiablidad, validez y datos normativos.
Metodología
Diseño
Para Montero y León (2007), la investigación realizada pertenece al tipo instru mental, puesto que permite responder la problemática de comprender el análisis de las propiedades psicométricas de las pruebas de medición.
Participantes
Utilizando un muestreo no probabilístico por juicios (40), la muestra estuvo inte grada por 522 personas adultos mayores reclutados por conveniencia en Lima met ropolitana, de entre 60 y 93 años (M=71 años), compuesta por 345(66 %) mujeres y 177(34 %) hombres. Asimismo, se encontraron los siguientes datos sociodemográficos, considerando el estado civil, 265 (50,8 %) casados; 36 (6.8 %) convivientes; 37 (7,1 %) separados; 18(3,4 %) divorciados; 134 (25,7 %) viudos y 32(6,1 %) solte ros. En relación al grado de instrucción alcanzado se evidenció: 49 (9.4 %) primaria incompleta; 72(13.8 %) primaria completa; 20(3.8 %) secundaria incompleta; 15 (2,9 %) superior técnico incompleto; 74(14,2 %) superior técnico completo; 23(4,4 %) superior universitario incompleto; 129(24,7 %) superior universitario completo y 24(4,6 %) sin educación. En cuanto con quienes viven, 71(13,6 %) solos; 61(11,7 %) esposo/pareja; 145(27,8 %) solo con hijos; 167(32%) con esposa/pareja e hijos y 78(15 %) con otros familiares. Con respecto a su participación en centros del adulto mayor, 169(32,4 %), centros del adulto mayor Essalud; 5 (0,95 %) centro del adulto mayor de la municipalidad, 17(3,3 %) actividades del adulto mayor en la parroquia, 20(3,8 %) en actividades del centro salud -Minsa y 311(59,6 %) no asiste a centros o instituciones para adultos mayores.
Instrumento
El cuestionario APGAR es un instrumento de valoración familiar planteado por Smilkstein en 1978, con el propósito de tener conocimiento sobre la funcionalidad de las familias; consta de cinco ítems relacionadas a adaptación, participación, crecimiento, afecto y recursos (Suarez y Alcalá, 2014) de tipo Likert: siempre=4, casi siempre=3, algunas veces=2, casi nunca=1 y nunca=0.
Escala de Bienestar General (WHO-5 WBI), propuesto por la OMS en el año 1998, se utilizó la versión analizada por Caycho-Rodríguez et al. (2020) que tiene los mismos 5 ítems en español que la versión propuesta, la cual es autoadministra-da y permite identificar presencia de buen humor, sensación de relajo, interés por las vida cotidiana y vitalidad. El tiempo aproximado de aplicación es de 10 mi nutos. Los ítems presentan cuatro criterios de categoría (tipo Likert): siempre=3, muchas veces=2, a veces=1 y nunca=0. Se calculó la fiabilidad de la escala con la muestra de estudio y se obtuvieron valores alfa (α=.85) y omega (Ω= .86)
Procedimiento
Esta investigación fue parte del proceso de Fondo Concursable para la investiga ción de modalidad docente de la Universidad César Vallejo, validado y aprobado mediante Resolución RVI N°217-2021, además contó con la aprobación del Comité de ética de la Facultad de Ciencias de la Salud. Teniendo en cuenta las conside raciones éticas, los sujetos aceptaron su participación a través del consentimiento informado.
Para recolectar los datos, los investigadores elaboraron formulario virtual, donde se presentó el objetivo de la investigación y la participación anónima y voluntaria, se incorporó el consentimiento informado de aceptar o no aceptar; después se continuó con la difusión a través de correos y redes sociales, aproxima damente durante cinco meses (julio-diciembre, 2021). Culminada la recolección de información, se depuró los datos tomando en consideración los criterios de ex clusión para la investigación. Luego, procedimos a crear la base de datos en Excel, para después realizar el análisis de datos a través del software Rstudio.
Método de análisis de datos
Se ejecutó un análisis exploratorio de la data recolectada para detectar valores perdidos y atípicos; en el caso de valores perdidos, no se encontraron este tipo de elementos debido a que se tuvo un seguimiento detallado para evitar esta si tuación; respecto de los valores atípicos univariados se calcularon puntuaciones Z para los 5 ítems del instrumento, considerándose atípicos aquellos que tenían puntuaciones Z por encima de 3; para los valores atípicos multivariados, se utilizó el procedimiento de distancias de Mahalanobis (Tabachnick y Fidell, 2001), se encontraron 25 casos atípicos, los cuales no fueron excluidos de la data de estudio para no disminuir la representatividad de la muestra (Hair et al. 1999)
Para evaluar la normalidad multivariada se utilizó el coeficiente de Mardia (1970), esperando los siguientes valores >70 (Rodríguez Ayán & Ruiz, 2008). Des pués, se midió la presencia de asimetría (5.038 > 70; p <.05), pero no de curtosis multivariada (57.046 > 70; p < .05). Finalmente, frente estos resultados de no nor malidad y a la medida ordinal de los ítems se optó por utilizar medidas ordinales (Martínez-Abad & Rodríguez-Conde, 2017)
Se trabajó con el programa R versión 4.2.1(R Development Core Team, 2022). Para explorar las evidencias de validez basadas en la estructura interna del instrumento de medición, se ejecutó un análisis factorial confirmatorio AFC. Se tomó en cuenta que los índices de ajuste CFI y TLI debieron ser superiores a 0.95; el SRMR y RMSEA son menores a 0.05 (Escobedo et al., 2016; Ruiz et al., 2010; Hooper et al., 2008); una matriz de correlación policórica con el estimador de mínimos cuadrados ponderados robustos (WLSMV), pues se utilizan ítems ordinales (Brown, 2015), y porque permite detectar relaciones estructurales con precisión en presencia de leve o moderada asimetría (Li, 2014). Se evaluó si las correlaciones entre ítems superaron al .90 para evitar duplicidad en el instrumento (Tabachnick y Fidell, 2001); esto es esencial para la ejecución del análisis factorial, pues permite obtener el mayor porcentaje de explicación de la varianza (Ramos y Plata, 2015).
Para las evidencias de validez en relación a otras variables, se utilizó un co eficiente de correlación de Pearson, a la vez se tomó en cuenta los tamaños del efecto propuesto por Cohen (1988) que considera el tamaño del efecto pequeño (TE=0.10).
Se obtuvieron los coeficientes de Omega, utilizando cargas factoriales estandarizadas (McDonald, 1999) y adicionalmente se utilizó el coeficiente alfa (Cronbach, 1951) para calcular la confiabilidad por el método de consistencia in terna, considerando valores ≥ .80 como aceptable (Wen, Yu, Iao & Huang, 2015; Lisawadi, Ahmed, Reangsephet & Shah, 2019; Vaske, Beaman & Sponarski, 2017; Ramos-Vera et al., 2022).
Además, se calculó la invarianza factorial a nivel configural, métrica, escalar y residual, del instrumento tomando en cuenta los criterios de Rutkowski y Stevina (2013). Se evalúan las variaciones en el CFI (∆CFI) y RMSEA (∆RMSEA) que deben ser menores a .01; se trabajó con el estimador de mínimos cuadrados ponderados robustos (WLSMV).
Por último, se calcularon percentiles con sus equivalentes puntos de corte asociados al coeficiente criterial de Livingston (Livingston, 1972), para todos los casos los valores K2 son mayores a .70, lo cual indica valores aceptables (Livingston, 1972).
Resultados
Matriz de correlaciones policórica, carga factorial y estadísticos descriptivos
En la tabla 1, se muestran las cargas factoriales del análisis factorial confirmato rio, mostrando que estas fluctúan entre 0.74 y 0.89, asimismo se muestra la corre lación entre los ítems de la escala APGAR para evaluar la existencia de multicolinealidad. En todos los casos, son aceptables todos los reactivos, ya que los valores no superaron al .90, lo cual es óptimo. Así, se asegura una ejecución del análisis factorial, pues permite obtener el mayor porcentaje de explicación de la varianza.
Tabla 1 Correlaciones policórica, carga factorial y estadísticos descriptivos de los ítems APGAR (n=522)
| Ítems | (λ) | A1 | A2 | A3 | A4 | A5 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| A1 | 0.84 | 1.00 | ||||
| A2 | 0.89 | 0.76 | 1.00 | |||
| A3 | 0.76 | 0.63 | 0.68 | 1.00 | ||
| A4 | 0.65 | 0.53 | 0.55 | 0.50 | 1.00 | |
| A5 | 0.74 | 0.61 | 0.65 | 0.55 | 0.52 | 1.00 |
| M | - | 3.10 | 3.17 | 3.03 | 2.87 | 3.06 |
| DE | - | 1.05 | 1.03 | 1.06 | 1.08 | 1.07 |
| Asimetría | - | -0.92 | -1.07 | -0.88 | -0.67 | -1.02 |
| Curtosis | - | 0.05 | 0.32 | 0.08 | -0.28 | 0.35 |
Nota. λ = cargas factoriales, DE: desviación estándar, M: media. A1-A5: ítems
Análisis factorial confirmatorio
En la tabla 2, se puede observar los valores del AFC de la escala de APGAR fa miliar realizado con el estimador WLSMV para variables ordinales. Se muestra el modelo con la estructura original de cinco ítems que muestran índices de ajuste adecuados, donde los valores CFI y TLI son mayores a 0.95; el SRMR y RMSEA son menores a 0.05.
En cuanto a la confiabilidad, los valores obtenidos de la escala APGAR re gistraron valores adecuados (α =.84, ω = .85), observándose que esta se encuentra dentro de los rangos esperados para denotar consistencia del instrumento.
Evidencias de validez relacionada con otras variables
Se presenta las evidencias de validez de tipo convergente entre la escala de fun cionamiento familiar APGAR y la escala de bienestar general WHO-5, encontrán dose una correlación directa y significativa (ver tabla 3). Esto equivale a decir que cuando existe un idóneo funcionamiento familiar, entonces se tendrá una adecua da sensación de bienestar general. Por último, el tamaño del efecto es de magnitud pequeño (TE= .10).
Análisis de invarianza
En la Tabla 4, se observa los resultados de la invarianza factorial de la escala APGAR, según el sexo. Se evidencian variaciones en el CFI (∆CFI) y RMSEA (∆RMSEA) que son menores a .01 en todos los casos (Rutkowski y Stevina, 2013), lo cual indica que el instrumento funciona de la misma forma para hombres y mujeres, es decir, la escala de APGAR es invariante en la evaluación de hombres y mujeres adultos mayores.
Tabla 4 Índices de ajuste del análisis de invarianza factorial de la escala APGAR familiar (n=522)
| Nivel | x2 | Δx2 | gl | Δgl | p | CFI | ∆CFI | RMSEA | ∆RMSEA |
| Configural | 9.396 | ... | 10 | - | *** | 1 | - | .000 | - |
| Métrica | 12.607 | 3.21 | 14 | 4 | *** | 1 | .000 | .000 | .000 |
| Escalar (Fuerte) | 12.975 | 0.368 | 18 | 4 | *** | 1 | .000 | .000 | .000 |
| Residual (Estricta) | 17.580 | 4.6051 | 23 | 5 | *** | 1 | .000 | .000 | .000 |
Nota. * p < .05, ** p < .01, *** p < .001
En la Tabla 5, se presentan los datos normativos de la escala APGAR para adultos mayores, donde se observa que los adultos mayores que obtengan puntajes menores a 13 (Pc≤30) se ubican en una categoría que implica un funcionamiento familiar bajo; en su defecto, quienes obtengan puntajes entre 14 y 17 se ubicarán en una categoría promedio; por último, quienes tengas puntajes mayores a 18 (Pc≥70) se ubicarán en la categoría alto.
Percentiles
Discusión
En esta investigación, se propuso como objetivo principal analizar las evidencias psicométricas de la escala APGAR-familiar en personas adultos mayores lime ños. Se encontró que los índices de ajuste de AFC muestra un adecuado funcio namiento para evaluar el constructo planteado por el instrumento, así mismo el instrumento suma una evidencia adicional al tener un vínculo con el bienestar. Los ítems entre sí están correlacionados. En general, los resultados presentan con sistencia interna, tal como Mayorga et al. (2019), quienes también encontraron índices de ajustes idóneos CFI = 0,997; TLI = 0,995, usando el mismo estimador WLSMV de este estudio. A pesar de ser una muestra de adultos, se diferencia de este estudio al haber trabajado con una muestra de adultos mayores multiétnicos, lo que sugiere que independientemente del contexto geográfico el Apgar mostra ría un adecuado funcionamiento. Lo mismo se encuentra en Díaz-Cárdenas et al. (2017) quienes también encontraron adecuados índices de ajuste CFI=0.961; TLI=0.922 sugiriendo un solo factor que explica el 64.12 %.
Se muestra la confiabilidad de la escala APGAR por el método de consisten cia interna con el coeficiente omega y el alfa, encontrándose valores por encima del 0.75, lo que indica que se obtuvieron altos niveles de fiabilidad (Campo-Arias y Oviedo, 2008; Hogan, 2004; Peters, 2014). Los índices de confiabilidad en esta investigación fueron adecuados, confirmando lo encontrado por Valencia et al. (2021), ya que la confiabilidad de Wright para el Apgar familiar fue de 0,962; lo mismo ocurre con los índices de confiablidad a través de los estudios de Mayorga et al. (2019), según se evidencia a través de Cronbach (0.992) y Omega (0.968). Mientras que en la investigación de Castilla et al. (2014) el α de Cronbach=.78 para la consistencia interna, en todos los casos se cumple que los valores encontrados superan el 0.80, lo cual denota que el instrumento APGAR tiene un funcionamien to aceptable respecto de su consistencia interna (Wen, Yu, Iao & Huang, 2015; Li-sawadi, Ahmed, Reangsephet & Shah, 2019; Vaske, Beaman & Sponarski, 2017).
Con respecto a las evidencias de validez en relación a otras variables, se co rrelacionó el funcionamiento familiar (APGAR) y el bienestar general (WHO-5), encontrándose que existe un vínculo significativo entre ambos constructos. Lo anterior coincide con la propuesta de Troncoso y López (2018), quienes observaron que la funcionalidad familiar, la autovalencia y el bienestar presentan una asocia ción significativa en todos los tipos de familia. Esto se repite en lo hallado por Valdiviezo y Lara (2021), quienes indican que la percepción del funcionamiento familiar y el bienestar psicológico se correlacionan en un grupo padres de familia de las iglesias del Nazareno del Ecuador. Por último, Torres y Flores (2018) men cionan que variables como estilos de enfrentamiento, la autopercepción de salud, los estilos de enfrentamiento y la satisfacción son predictores del bienestar. Estos predictores se desarrollan primordialmente en los espacios familiares. Todo lo anteriormente indicado pone en evidencia la adecuada elección de la variable bie nestar general como un criterio externo para evaluar evidencias de validez.
En cuanto al objetivo de la invarianza factorial de la escala APGAR según el sexo, se encontró que funciona de la misma forma para hombres y mujeres, es decir, la escala de APGAR es invariante en la evaluación de hombres y mujeres adultos mayores. Esto difiere con lo planteado por Jiménez et al. (2016), quienes mencionaron que los adultos mayores del sexo femenino presentan alta percepción de apoyo familiar e independencia funcional respecto de los varones adultos ma yores, motivo por el cual se rechaza esta afirmación. Esto coincide con lo encon trado con Durand et al. (2022), quienes trabajaron con adultos mayores en temas de funcionamiento familiar y calidad de vida con dificultades de hipertensión arterial y no encontraron diferencias significativas. Lo mismo ocurre con lo plan teado por Carrazco et al. (2015), quienes también encontraron que no existen dife rencias entre los grupos de funcionalidad familiar sea por sexo, ocupación, estado civil, estrato socioeconómico y ciclo vital. Este hallazgo es de suma importancia, pues da luces de que, al momento de evaluar a adultos mayores, se trabaje con un solo criterio de medida para sus diagnósticos.
Al momento de elaborar la tabla de percentiles, se presentaron tres categorías para determinar el nivel de funcionalidad familiar de manera general. Se encontró que en el percentil 70, que equivale a un puntaje directo de 18, el adulto mayor se ubicaría en un alto funcionamiento familiar. Esto va de la mano con un punto de corte con un coeficiente criterial de Livingston 0.99, que supera el 0.70 planteado por este autor (Livingston, 1972). Al tener una tabla única para hombres y mujeres adultos mayores, se encuentra coherencia con las investigaciones de Durand et al. (2022) y Carrazco et al. (2015).
La prueba de APGAR familiar presenta muchas referencias y validaciones en población de estudiantes secundarios, adolescentes, pero mínima información en adultos mayores, y esta población, según la OMS (2015), es la que requiere ma yor apoyo familiar para la mejora de su calidad de vida. El test APGAR familiar en adultos mayores de Lima Metropolitana evidencia ser una prueba tamizaje de alta utilidad clínica, con excelente validez y confiabilidad. Esto ratifica que los esfuerzos en investigación sobre esta prueba de tamizaje y específicamente para esta población deben continuar a fin de que pueda seguir siendo empleada en di versos estudios epidemiológicos futuros donde se relacionen aspectos familiares. Esto muestra que el estudio tiene implicancias relevantes a nivel de brindar a la comunidad académica una herramienta con evidencias de validez y consistencia para evaluar a una población que es abandonada y que representa a una población grande en el país. Según datos del Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI), 3 345 552 habitantes del país están en la etapa de adultos mayores, lo que equivale al 10,4 % de la población total.
El trabajo presentó limitaciones en el momento de recolectar la data, debido a las características de los participantes y al tiempo que tomó la recolección de la muestra de estudio. Se hizo necesario contar con una asistencia constante para que se respondan a los instrumentos de medición, por eso se seleccionaron medidas breves. Por el mismo motivo descrito anteriormente, solo se utilizaron dos instru mentos para las evidencias de validez en relación a otras variables. Una limitación que debe tomarse en cuenta para próximos estudios es conseguir una muestra homogénea respecto del sexo, dado que en este estudio no se pudo lograr esto.
