Home
Google Scholar
 Nothing psychological is strange to us
III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

Aviso Legal

SELECTED ARTICLE

Psicothema

ISSN Paper Edition: 0214-9915  

2006. Vol. 18, nº 4 , p. 778-784
Copyright © 2014


Print View PDF  

  

VALIDACIÓN DE UN CUESTIONARIO PARA MEDIR FACTORES PSICOSOCIALES ASOCIADOS AL SEGUIMIENTO FARMACOTERAPÉUTICO EN FARMACÉUTICOS ESPAÑOLES

 

Emma Zardaín Tamargo, María del Olivo del Valle Gómez, Mª Luisa López González y Eduardo García Cueto

Colegio Oficial de Farmacéuticos de Asturias y Universidad de Oviedo

Seguimiento Farmacoterapéutico (SFT) es la práctica profesional en la que el farmacéutico se responsabiliza de las necesidades del paciente relacionadas con medicamentos. Objetivo: validar un cuestionario para medir los determinantes psicosociales ASE (actitud, influencia social y autoeficacia) del SFT y el estadio de cambio según Prochaska y DiClemente, en farmacéuticos de oficina de farmacia. Método: encuesta postal a 482 farmacéuticos asturianos (test) y reenvío (retest). La validez se estimó en 134 farmacéuticos que contestaron al test. La estabilidad, en los 85 que respondieron a test y retest. Del análisis factorial exploratorio (validez de constructo) se obtuvieron 4 factores y 104 ítems. Estos factores tuvieron fiabilidad elevada (a de Cronbach entre 0,87 y 0,96). Validez discriminante: Comparando grupos en estadios de cambio extremos hubo diferencias significativas en actitud, motivaciones y autoeficacia. La repetibilidad fue alta y el cuestionario parece suficientemente válido y fiable.

Validation of a questionnaire for measuring psychosocial factors associated with pharmaceutical care in Spanish community pharmacists. Pharmacotherapy follow-up (PTF) is the professional practice in which the pharmacist takes charge of the needs of the patients related to their drugs. Objective: To validate a questionnaire to measure the ASE psychosocial determinants (attitude, social influence, self-efficacy) of PTF and the Prochaska & DiClemente’s stage of change in Spanish community pharmacists. Method: Postal survey to 482 Asturian community pharmacists (test and retest). Validity was estimated in 134 pharmacists answering the test. Stability was estimated in 85 pharmacists answering the test and retest. Exploratory factorial analysis was used to investigate construct validity and produced 4 factors and 104 items. Those factors had high reliability (Cronbach’s a between 0,87 and 0,96). Discriminant validity: Pharmacists in extreme stages of change showed significant differences of attitude, motivation and self-efficacy. Repeatability was good and the questionnaire appears valid and reliable.

 
Print

View PDF

Fecha recepción: 5-10-05 • Fecha aceptación: 24-5-06
Correspondencia: Eduardo García Cueto
Facultad de Psicología
Universidad de Oviedo
33001 Oviedo (Spain)
E-mail: cueto@uniovi.es

 

Seguimiento Farmacoterapéutico (SFT) es la práctica profesional en la que el farmacéutico se responsabiliza de las necesidades del paciente relacionadas con los medicamentos, mediante la detección, prevención y resolución de los problemas relacionados con los medicamentos, con un compromiso explícito con el paciente, y de forma continuada, sistematizada y documentada, en colaboración con el propio paciente y con los demás profesionales del sistema de salud, a fin de alcanzar resultados concretos que mejoren la calidad de vida del paciente (Dirección General de Farmacia y Productos Sanitarios, 2001).

Adoptar esta práctica supone una reorientación profunda de la actividad profesional de los farmacéuticos comunitarios.

El ejercicio del SFT es una conducta compleja que puede estudiarse aplicando modelos teóricos, como el Modelo ASE (DeVries, Dijkstra y Kuhlman, 1988) y el Modelo de Proceso de Cambio, de Prochaska y DiClemente (1984). El modelo ASE («Attitude + Social Influence + Efficacy») establece que para realizar una conducta, como «ejercer SFT», los farmacéuticos deben tener antes la intención de realizarla. Y que dicha intención está «determinada» (de modo probabilístico) por la actitud, que incluye la motivación, así como por la influencia social y la autoeficacia.

El modelo ASE ha sido probado en el estudio de diversas conductas y en el diseño de programas de Educación para la Salud destinados a conseguir conductas saludables (Bolman y DeVries, 1998; Fernández, López, Comas, García-Cueto y Cueto, 2003; Lechner y DeVries, 1995; Van Es, Kaptein, Bezemer, Nagelkerke, Colland y Bouter, 2002).

El Modelo de Prochaska y DiClemente (1984) establece cinco estadios en el proceso de cambio (precontemplación, contemplación, preparación para la acción, acción y mantenimiento de la acción). Según este modelo, cada farmacéutico estará en un estadio concreto para el SFT.

Los aspectos psicosociales de la atención farmacéutica (AF) se han investigado en otros países (Dunlop y Shaw, 2002; Farris y Schopflocher, 1999; Krska y Veitch, 2001; Odedina y Segal 1996; Van Mil, 2000), pero estudios similares son notablemente escasos en España (Aguas, De Miguel y Fernández-Llimós, 2004; Plaza, 2001).

Una investigación previa (Zardain y López, 2003) proporcionó un cuestionario para medir las variables del modelo ASE y el estadio de cambio en el ejercicio del SFT. El objetivo del presente estudio fue validar dicho cuestionario.

Método

Participantes

La población a estudio fueron los 482 titulares de oficina de farmacia asturianos.

Instrumentos

Se utilizó un cuestionario con 108 ítems: 35 para medir actitud (18 ventajas y 17 desventajas del SFT percibidas por los farmacéuticos); 24 ítems para medir la influencia social de personas y organismos; 16 ítems para medir motivaciones; 33 ítems para medir la autoeficacia a través de las necesidades percibidas de suprimir barreras y de adquirir habilidades.

Además se incluyó una pregunta para situar al profesional en los estadios de Prochaska y DiClemente (6 estadios desde 1 «no desarrollo SFT ni tengo intención de hacerlo en el futuro» hasta el 6, «ya he adoptado el SFT y lo vengo haciendo en mi farmacia desde hace más de 6 meses»).

Los ítems integraron escalas de tipo Likert de 6 puntos. En todos los casos el rango fue de 0 a 5 puntos, a excepción de las ventajas y desventajas del SFT incluidas en la escala de Actitud: las ventajas se puntuaron de 0 a 5 y las desventajas de 0 a -5, para que la situación neutra fuera teóricamente el 0.

Se enviaron por correo los cuestionarios anónimos a 482 titulares de farmacia asturianos, en la primera encuesta postal (test). Respondieron 134 farmacéuticos con una edad media de 43,16 años (DE= 9,47), el 62,7% mujeres, cuyos datos se usaron para estimar los parámetros de validación.

Para estudiar la estabilidad de las respuestas, a quienes respondieron al primer cuestionario se les remitió un segundo (re-test), a los 15-30 días, respondiendo 85 farmacéuticos –64,7% mujeres, edad media 42,88 (DE= 9,25).

Análisis de datos

Para la validez de constructo del cuestionario se usó el análisis de componentes principales con rotación Varimax. También se estudió la capacidad discriminante del test mediante la U de Mann-Whitney, comparando las respuestas de sujetos en grupos extremos: los farmacéuticos que afirmaron ejercer SFT (estadios de Prochaska y DiClemente 5-6, acción y mantenimiento) y los que ni se planteaban ejercerlo (estadios 1-2 de precontemplación).

Para cada factor se realizó el análisis de fiabilidad, utilizando el alfa de Cronbach. Se calculó también el índice de discriminación o de homogeneidad de cada ítem (correlación ítem-test corregida). Se estudió además el poder discriminante de los ítems y los índices de dificultad de cada uno, según el modelo graduado de Samejima (1997).

Finalmente, se controló la estabilidad o repetibilidad de las respuestas. Para cada individuo se calculó la media aritmética de las puntuaciones obtenidas en los determinantes ASE. Con la prueba de Kolmogorov-Smirnoff se verificó la normalidad de las distribuciones. Se compararon las puntuaciones medias del test y el retest, mediante la t de Student para muestras relacionadas, si la distribución era normal, y la prueba de Wilcoxon, si no lo era.

En todos los análisis el criterio de significación fue p<0,05. Los datos se analizaron con el paquete estadístico SPSS V.12.0 (SPSS Inc.) y el programa MultilogTM V. 6.0 (Scientific Software).

Resultados

El índice de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (0,613) y la prueba de esfericidad de Bartlett (c2= 11749,20; gl= 5356; p<0,001) mostraron valores que permiten la utilización del análisis factorial.

Del análisis factorial exploratorio se obtuvo una matriz con 4 factores y 104 ítems, que explican el 38,6% de la varianza total. Se eliminaron ítems con saturaciones menores de 0,20, si estaban presentes en más de un factor.

Los factores obtenidos fueron:

– El primer factor contiene 36 ítems y agrupa aquellos que, con independencia de su adscripción teórica, expresan las ventajas y motivaciones que los farmacéuticos asocian al SFT.

– El segundo factor contiene 30 ítems, relacionados con las necesidades detectadas por los farmacéuticos para ejercer SFT.

– El tercer factor está formado por 21 ítems que abarcan las personas y organismos capaces de influirles positivamente para ejercer SFT.

– El cuarto factor está configurado por 17 ítems, que expresan las desventajas que los farmacéuticos atribuyen al SFT.

En relación con la capacidad discriminante del test (Tabla 1) se encontraron diferencias significativas en la actitud, motivaciones y autoeficacia, al comparar los grupos extremos según el Modelo de Prochaska y DiClemente: puntuación media de 0,2673 frente a 0,8095 en Actitud y casi un punto de diferencia en Autoeficacia. No obstante, no se detectaron diferencias significativas entre ambos grupos en la media de las puntuaciones alcanzadas en Influencia Social y en Necesidades.

El estudio de la fiabilidad proporcionó los coeficientes a de Cronbach siguientes: Factor 1= 0,96; Factor 2= 0,95; Factor 3= 0,94; Factor 4= 0,87.

No se detectaron diferencias estadísticamente significativas entre test y re-test (Tabla 2) en las puntuaciones medias de las variables del modelo ASE: su medición parece estable.

Tampoco se detectaron diferencias significativas entre los dos momentos de encuesta, en la clasificación por estadios de Prochaska y DiClemente.

Se calcularon los índices de homogeneidad de cada ítem (correlación ítem-test corregida). Dado que no existe ningún coeficiente de correlación ítem-test corregida inferior a 0,20 ni el hecho de eliminarlos incrementa el valor del coeficiente alfa, no parece aconsejable eliminar ningún ítem más (Muñiz, Fidalgo, García-Cueto, Martínez y Moreno, 2005; Muñiz, 1993; Muñiz, 1998). Los valores mínimos del coeficiente de correlación ítem-test son 0,337 para el factor 1; 0,218 para el factor 2; 0,299 para el factor 3; 0,236 para el factor 4.

Aplicando el modelo de Samejima, en el factor 1 los ítems con mayor poder de discriminación fueron: «Haría una prestación sanitaria de alta calidad» (ventaja de ejercer SFT) y «Prestigiar la profesión» (motivación para ejercer SFT). Los ítems más difíciles fueron: «Tendría mayor necesidad de actualizar mis conocimientos farmacológicos», y «Lograr incentivos económicos en un futuro» (Tabla 3).

Los ítems con mayor poder de discriminación del factor 2 (necesidades para el ejercicio de SFT) fueron:«Personal de apoyo en la corporación farmacéutica para resolverme los problemas y dudas cotidianas al hacer SFT» y «Herramientas adecuadas (manuales de procedimiento, programas informáticos)».

El ítem más difícil fue «Que alguien me convenza de la utilidad del SFT», el cual tiene además el menor índice de discriminación (Tabla 4).

En el factor 3, los ítems con mayor poder de discriminación, referidos a la influencia social de organismos, fueron: «La Consejería de Salud de mi comunidad autónoma» y «Los Colegios Oficiales de Médicos».

El ítem más difícil fue «Mis compañeros farmacéuticos», que además tiene un coeficiente de discriminación muy bajo (Tabla 5).

Los ítems con mayor poder de discriminación del factor 4 se refieren a las desventajas del SFT y fueron: «Cambiaría la forma de trabajar en mi farmacia, que funciona, por otra que quizá no la mejore» y «Daría una atención que mis pacientes no demandan, respectivamente. Hay dos ítems en este factor –«Aumentaría mucho mi carga de trabajo» y «Multiplicaría el ya abundante papeleo de mi farmacia»que no muestran un orden ascendente de dificultad. Entre los demás, el ítem más difícil fue: «Molestaría a pacientes que desconocen el SFT y que podrían rechazarlo por sentir amenazada su privacidad» (Tabla 6).

Discusión y conclusiones

El análisis factorial (Yela, 1996a; 1996b) es una técnica estadística usada para reducir un conjunto de variables observadas hasta un pequeño número de factores subyacentes hipotéticos. El análisis factorial exploratorio se viene utilizando para estudiar las características psicométricas de cuestionarios para evaluar diferentes conductas y sus determinantes (Aciego, Domínguez y Hernández, 2005; Carballo et al., 2004; Morales-Vives, Codorníu-Raga y Vigil-Colet, 2005). En nuestro caso, los factores hallados se ajustan a los determinantes ASE.

Para ítems cuyo formato de respuesta original es politómico, como son los de respuesta graduada, se han desarrollado muchos modelos de análisis, entre ellos los que asumen cierto orden en las opciones de respuestas, como el modelo de respuesta graduada de Samejima (1997).

En el primer factor, el ítem con mayor poder discriminante fue la ventaja: «Haría una prestación sanitaria de alta calidad», que tiene además un índice de dificultad medio, pero con un intervalo amplio dificultad-facilidad. Por otro lado, la motivación por «Participar en campañas sanitarias» tiene un poder de discriminación moderado, índice de dificultad muy bajo y un intervalo dificultad-facilidad pequeño, lo que lo hace adecuado para intervenir educativamente: sería el de más accesible modificación.

El factor 2 comprende 30 ítems referidos a las necesidades de los farmacéuticos para el ejercicio del SFT. El ítem con mayor poder de discriminación fue: «Personal de apoyo en la corporación farmacéutica para resolverme los problemas y dudas cotidianas al hacer SFT. Tiene una dificultad media y un intervalo dificultad-facilidad moderado. Si la Administración pretende la asunción mayoritaria del SFT por parte de los farmacéuticos españoles, debería esforzarse en procurarles el personal de apoyo que demandan y que se manifiesta como una necesidad importante. El ítem más difícil fue: «Que alguien me convenza de la utilidad del SFT», y es también el de menor poder de discriminación, con un índice de dificultad-facilidad muy amplio. Según esto, es muy difícil que los titulares farmacéuticos consideren una necesidad lo que propone el ítem y que cambien de posición hacia puntuaciones más deseables, todo lo cual lo descalifica como objetivo de intervención, ya que no tendrían sentido acciones para demostrarles la utilidad del SFT.

El tercer factor contiene 21 ítems, 7 sobre la influencia social de personas y 14 sobre la de organismos, según la perciben los farmacéuticos en el ejercicio del SFT. En este caso, «La Consejería de Salud de mi comunidad autónoma» es el ítem más discriminante y tiene un nivel de dificultad bajo, con un intervalo moderado, lo que lo hace accesible para intervenciones efectivas. Otros ítems de similares características son «Los Colegios Oficiales de Médicos» y «El Servicio de Salud de mi comunidad autónoma».

El factor 4 agrupa las desventajas del ejercicio del SFT. Es el factor más homogéneo de todos. En el análisis de Samejima se observa que hay dos ítems cuyos índices de dificultad no siguen un orden ascendente. Da la impresión de que los farmacéuticos titulares no tienen claro en qué medida el ejercicio del SFT aumentaría su carga de trabajo y el «papeleo» en su farmacia, que son los supuestos correspondientes a dichos ítems.

La comparación de nuestros resultados con los de otros trabajos sobre el SFT no resulta factible por razones metodológicas. Investigaciones previas usaron cuestionarios no validados (Berger y Grimley, 1997; Cordina, McElnay y Hughes, 1999; Dunlop y Shaw, 2002) o desarrollados para estudiar otras prácticas profesionales no totalmente asimilables al SFT (Odedina y Segal, 1996; Plaza, 2001; Roberts, Benrimoj, Chen, Williams y Aslani, 2004).

El cuestionario cuya validación hemos descrito permitirá medir simultáneamente la opinión de los profesionales de nuestro país sobre la implantación del ejercicio del SFT en sus farmacias y el estadio de cambio de ejercicio. A diferencia de instrumentos análogos comentados, permitirá explorar la práctica del SFT según se define en el I Consenso de AF, delimitando específicamente la conducta profesional estudiada. Utilizando el modelo psicosocial ASE, se podrán identificar los aspectos conductuales críticos para promover la implantación del SFT, considerando su discriminación y dificultad, así como las barreras y necesidades percibidas por los farmacéuticos en las distintas CC.AA. de nuestro país. La aplicación del modelo ASE supone un enfoque novedoso sobre la conducta profesional del farmacéutico de oficina de farmacia en relación con el SFT en España.

Los factores identificados en el análisis factorial tuvieron una fiabilidad elevada, con valores del coeficiente a de Cronbach entre 0,87 y 0,96. Hay que recordar que este coeficiente es una estimación por defecto del coeficiente de fiabilidad. El cuestionario elaborado para medir los determinantes psicosociales del SFT parece, por tanto, suficientemente fiable.

La repetibilidad de las puntuaciones en las variables del modelo ASE ha sido también elevada, sin diferencias significativas entre las puntuaciones obtenidas por los farmacéuticos en la primera y la segunda aplicación del cuestionario. Todo ello pone de manifiesto una alta estabilidad en las respuestas, lo que avala también la fiabilidad de la información obtenida con el cuestionario. Aunque no es totalmente descartable que el recuerdo de las respuestas dadas en el pretest haya contribuido a la estabilidad, no parece muy probable dado que utilizamos 108 ítems, y períodos más dilatados entre test y retest pueden modificar la realidad medida, alterando así la estabilidad.

En relación a la validez discriminante, los farmacéuticos en precontemplación alcanzaron una puntuación significativamente menor en actitud y motivaciones. Asimismo, la autoeficacia de los ejercientes es significativamente más alta que la de los no ejercientes. Por ello, el cuestionario diseñado parece razonablemente capaz de distinguir entre farmacéuticos en estadios de cambio extremos, en coherencia con el modelo ASE. El hecho de que el resto de determinantes (influencia social de organismos y personas, y necesidades) no difieran significativamente entre ambos grupos de farmacéuticos podría ser una limitación de nuestro cuestionario o reflejar la homogeneidad de estos aspectos sociales en la muestra empleada.

La principal limitación del estudio se relaciona con el propio método de encuesta postal. Este método tiene una tasa de respuesta baja y, al ser una respuesta voluntaria, podrían haber contestado los titulares más motivados, no representativos de la población total. Esto podría sesgar los datos de un estudio descriptivo realizado con el cuestionario, pero no afecta al proceso de validación. Por otro lado, no pueden descartarse respuestas de complacencia, el ajuste a lo «políticamente correcto», lo que también sesgaría la información si se pretende utilizar el cuestionario para conocer la conducta de SFT y sus determinantes, pero tampoco altera el proceso de validación.

En conclusión: el cuestionario que hemos tratado de validar parece ser suficientemente válido y fiable para ser utilizado con farmacéuticos españoles, y medir en ellos la conducta de ejercer el SFT, sus determinantes psicosociales en el modelo ASE y el estadio en que se encuentran, dentro del proceso de cambio en el que la profesión está inmersa.


Aciego, R., Domínguez, R., y Hernández, P. (2005). Consistencia interna y estructura factorial de un cuestionario sobre autorrealización y crecimiento personal. Psicothema, 17, 134-142.

Aguas, Y., De Miguel, E., y Fernández-Llimós, F. (2004). El seguimiento farmacoterapéutico como innovación en las farmacias comunitarias de Badajoz (España). Seguimiento Farmacoterapéutico, 3(1), 10-16.

Berger, B.A., y Grimley, D. (1997). Pharmacists’ readiness for rendering pharmaceutical care. Journal of American Pharmaceutical Association, NS37, 535-42.

Bolman, C., y De Vries, H. (1998). Psycho-social determinants and motivational phases in smoking behavior of cardiac inpatients. Preventive Medicine, 27, 738-47.

Carballo, J.L., García, O., Secades, R., Fernández, J.R., García-Cueto, E., Errasti, J.M., y Al-Halabi, S. (2004). Construcción y validación de un cuestionario de factores de riesgo interpersonales para el consumo de drogas en la adolescencia. Psicothema, 16, 674-679.

Cordina, M., McElnay, J.C., y Hughes, C.M. (1999). The importance that community pharmacists in Malta place on the introduction of pharmaceutical care. Pharmacy World & Science, 21, 69-73.

DeVries, H., Dijkstra, M., y Kuhlman, P. (1988). Self-efficacy: The third factor besides attitude and subjective norm as a predictor of behavioural intentions. Health Education Research, 3, 273-82.

Dirección General de Farmacia y Productos Sanitarios (2001). Consenso sobre Atención Farmacéutica. Madrid: Ministerio de Sanidad y Consumo.

Dunlop, J.A., y Shaw, J.P. (2002). Community pharmacists’ perspectives on pharmaceutical care implementation in New Zealand. Pharmacy World & Science, 24, 224-230.

Farris, K.B., y Schopflocher, D.P. (1999). Between intention and behavior: an application of community pharmacists’ assessment of pharmaceutical care. Social Science and Medicine, 49, 55-66.

Fernández, S., López, M.L., Comas, A., García-Cueto, E., y Cueto, A. (2003). Categorización de factores psicosociales asociados al cumplimiento farmacológico antihipertensivo. Psicothema, 15, 82-87.

Krska, J., y Veitch, G.B.A. (2001). Perceived factors influencing the development of primary care-based pharmaceutical care in Scotland. International Journal of Pharmacy Practice, 9, 243-52.
Lechner, L., y De Vries, H. (1995). Starting participation in an employee fitness program: attitudes, social influence and self-efficacy. Preventive Medicine, 24, 627-33.

Morales-Vives, F., Codorníu-Raga, M.J., y Vigil-Colet, A. (2005). Características psicométricas de las versiones reducidas del cuestionario de agresividad de Buss y Perry. Psicothema, 17, 96-110.

Muñiz, J. (1993). Teoría clásica de los tests. Madrid: Pirámide.

Muñiz, J. (1998). La medición de lo psicológico. Psicothema, 10, 1-21.

Muñiz, J., Fidalgo A., García-Cueto E., Martínez R., y Moreno R. (2005). Análisis de los ítems. Cuadernos de estadística. Madrid: La Muralla S.A.

Odedina, F.T., y Segal, R. (1996). Behavioral pharmaceutical scale for measuring pharmacists’ activities. American Journal of Health-System Pharmacy, 53, 855-65.

Plaza, L. (2001). El nuevo reto de la Atención Farmacéutica: la búsqueda del acuerdo entre profesionales [tesis doctoral]. Sevilla: Universidad de Sevilla.

Prochaska, J.O., y DiClemente, C.C. (1984). The transtheoretical approach: crossing traditional boundaries of therapy. Homewood, IL: Dow Jones-Irwin.
Roberts, A., Benrimoj, S.I., Chen, T., Williams, K., y Aslani, P. Quantification of facilitators to accelerate uptake of cognitive pharmaceutical services (CPS) in community pharmacy (2003-07). Executive summary – 30th August 2004. Disponible en: http://beta.guild.org.au/uploadedfiles/Research_and_Development_Grants_Program/Projects/2003-007_es.pdf. [1 septiembre 2005].

Samejima, F. (1997). Graded response model. En W.J. Van der Linden y R.K. Hambleton (eds.): Handbook of modern item response theory (pp. 85-100). New York: Springer.

Van Es, S.M., Kaptein, A.A., Bezemer, P.D., Nagelkerke, A.F., Colland, V.T., y Bouter, L.M. (2002). Predicting adherence to prophylactic medication in adolescents with asthma: an application of the ASE-model. Patient Education and Counseling, 47(2), 165-71.

Van Mil, J.W.F. (2000). Atención farmacéutica en farmacia comunitaria en Europa, retos y barreras. Pharmaceutical Care España, 2, 42-56.

Yela, M. (1996). Los test. Psicothema, 8, 249-63.

Yela, M. (1996). Los test y el análisis factorial. Psicothema, 8, 73-88.

Zardain, E., y López, M.L. (2003). Categorización de los factores psicosociales del seguimiento farmacoterapéutico en el modelo A.S.E., en farmacéuticos de oficina de farmacia. Pharmaceutical Care España, 5, 216-225.

Home Search Contact Home
                            
View Tabla 1 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 1. Validez discriminante del test.
                            
View Tabla 2 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 2. Repetibilidad de las puntuaciones alcanzadas en los determinantes.
                            
View Tabla 3 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 3. Análisis de los ítems que componen el Factor 1.
                            
View Tabla 4 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 4. Análisis de los ítems que componen el Factor 2.
                            
View Tabla 5 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 5. Análisis de los ítems que componen el Factor 3.
                            
View Tabla 6 :
[In this window]
[See in a new window]
 
    Tabla 6. Análisis de los ítems que componen el Factor 4.