Psicothema, 2004. Vol. Vol. 16 (nº 4). 570-575

Fernando Calvo Francés y María Dolores Díaz Palarea

Universidad Autónoma de Madrid

Examinamos las características psicométricas de un nuevo cuestionario breve de Apoyo Social Percibido, denominado CASPE, en una muestra comunitaria de 207 personas mayores. Los parámetros del CASPE muestran valores aceptables: 0,65 para la consistencia interna Alfa, y 0,77 para la fiabilidad por el método de dos mitades. La correlación positiva significativa con otra medida de Apoyo Social (0,625, p= 0,000), la correlación negativa y significativa con las medidas de estrés (-0,220, p= 0,002) y ansiedad (-0,1635, p= 0,020), y la evaluación positiva emitida por los expertos (75%), aportan indirectamente validez al cuestionario. La solución trifactorial hallada (máxima verosimilitud con rotación varimax) explica el 62,5% de la varianza. Por todo ello, el CASPE, siendo susceptible de mejora, se presenta como un instrumento válido para la evaluación del Apoyo Social Percibido.

Perceived social support: psychometric properties of caspe questionnaire in urban not institutionalized elderly population. We examined the psychometric properties of a new brief Inventory of Perceived Social Support, called CASPE, in a community based sample of 207 elderly people. The CASPE exhibited acceptable parameter values: internal Alpha consistency (0,65), and split half reliability (0,77). A positive significant correlation with other measurement of Social Support (0,625, p= 0,000), a negative significant correlation measures of stress, (-0,220, p= 0,002) and anxiety (-0,1635, p= 0,020), and the positive evaluation by experts judges (75%) provides indirect validation. The three factor solution found (maximum likelihood with varimax rotation) explained the 62,5% of variance. Thus the CASPE could be improved, this fact notwithstanding it appears to be a valid tool for assessment of Perceived Social Support.

El constructo Apoyo Social (AS) aparece en los últimos años asociado significativamente al proceso salud/enfermedad. El deficiente AS se relaciona a mayor riesgo de enfermedad (Prince, 1997), patología cardiovascular(Tsouna-Hadjis y cols., 2000), peor salud mental (Barrón y Sánchez, 2001; McInnis y White 2001; Martínez, García y Maya, 2001) y alteración inmunológica (Myers y Fahey, 2000). Se ha constatado también su influencia sobre otras variables como la salud percibida (Bisconti, 2002), la respuesta afectiva (Tucker, 2002), la calidad de vida (Bukov 2002) y la autoestima (Krause, 2000).

El AS es un constructo multidimensional formado por dos ámbitos básicos: área estructural (existencia de redes o vínculos sociales) y área funcional o expresiva (tipo de apoyo recibido) (Dean 1986; Gottlieb, 1983).

La red social, en el área estructural, puede definirse como los lazos directos e indirectos que unen a un grupo de individuos según criterios definidos, como la relación de parentesco, de amistad o de conocimiento (Pérez, 1999), siendo sus características más relevantes el tamaño, fuerza de los vínculos, densidad, homogeneidad y dispersión. En el área funcional (Cobb, 1976; House, 1981; Gottlieb, 1983), el AS se articula en base a tres elementos principales: recursos emocionales (muestras de empatía, amor y confianza), recursos instrumentales (conductas dirigidas a solucionar el problema de la persona receptora) y recursos informativos (recibir información útil para afrontar un problema). Se proponen como indicadores más significativos de AS estructural los estrechos contactos con familiares y amigos cercanos y de AS funcional el sentido de pertenencia, el apoyo emocional y el apoyo tangible (Martine, Schultz y Newsom, 1999), diferenciándose tres aspectos fundamentales en el concepto de AS: a) la diferenciación entre el hecho objetivo de una interacción de apoyo y la de su percepción subjetiva; b) la existencia de tres niveles de apoyo (comunitario, laboral y personal), y c) la distinción entre las funciones instrumentales o expresivas del AS (Dean, 1986).

Los distintos instrumentos de evaluación del AS desarrollados miden algunos de los aspectos comentados. El ASSIS, Arizona Social Support Interview Scale (Barrera 1980), recoge la red de AS, la necesidad de AS y la satisfacción con el apoyo recibido en 6 áreas fundamentales (afectiva, material, consejo, refuerzo positivo, asistencia física y participación social), recogiéndose los aspectos objetivo (apoyo recibido) y subjetivo (apoyo percibido). El SSQ, Social Support Questionnaire (Sarason, 1983), evalúa la disponibilidad (identificación de las personas a las que recurre en situaciones específicas) y la satisfacción con el AS en las distintas áreas: sentimientos, consejo, ayuda material, retroalimentación positiva, ayuda física y participación social. La mayoría de los ítems hacen referencia al apoyo emocional. El ISSB, Inventory of Socially Supportive Behaviours (Barrera y Ainlay, 1983), determina el AS recibido de tipo emocional, instrumental, informativo y social, sin especificar la fuente de donde procede. Posteriormente, se han desarrollado nuevos instrumentos atendiendo a algunas características específicas de la población a estudiar, como la edad (DePanfilis, 1996; Canty-Michell, 2000; Rubenstein, 1994) y el estatus de salud (Walsh, 1996; Sherbourne, 1991), destacando en este último grupo el MOS-SSS, The Medical Outcomes Study Social Support Survey, donde se evalúa el apoyo estructural y el funcional, explorando 5 dimensiones del AS: emocional, informativa, tangible, afectiva y la interacción social positiva.

En castellano destacan las adaptaciones españolas de la Escala de Apoyo Social SS-B de Vaux, Riedel y Stewart realizada por Sandín y Chorot (1990), del «Inventario de Apoyo Familiar para Trabajadores» de King, Mattimore, King y Adams, realizada por Martínez Pérez y Osca (2002), y de la Escala para la Evaluación del Apoyo Social del California Department of Mental Health, realizada por Conde y Franch (1984). El primero, dada su extensión, parece más apropiado para contextos clínicos. El segundo limita su campo de aplicación al ámbito laboral. El tercero, más reducido y apropiado para estudios epidemiológicos, adolece, a nuestro juicio, de elementos esenciales al constructo de AS, como el AS percibido, la diferencia entre el apoyo familiar y el de los amigos, la participación en actividades sociales, así como su adecuación a diferentes grupos de edad, como es el caso de la población geriátrica.

Por ello es nuestro objetivo construir un instrumento válido y fiable de evaluación del AS en español, breve y de fácil aplicación, orientado a los diseños epidemiológicos, que permita establecer las relaciones entre distintos parámetros físicos y psicosociales de la salud en diferentes grupos poblacionales. Abordamos así la construcción del Cuestionario de Apoyo Social Percibido (CASPE), comenzando en una muestra de población mayor de 65 años, que, por sus características socioeconómicas, muestra mayor vulnerabilidad al efecto del AS sobre la salud, la calidad de vida y la satisfacción en general.

Método

Sujetos

Se incluyeron en el estudio a mayores de 65 años no institucionalizados y residentes en la ciudad de Las Palmas de Gran Canaria. Para una población de 47.665 personas, 19.796 varones y 27.869 mujeres, y una cota de error B= 0.065 (6,5 %), bajo el supuesto de que la prevalencia máxima de la variable principal fuera del 30%, y seleccionando los pesos de tal forma que el 70% correspondiera al tamaño muestral de cada estrato (16 áreas urbanas por sexo), se obtuvo la muestra formada por 207 sujetos, 44,9% de ellos varones, con edades comprendidas entre los 65 y los 94 años y una edad media de 73,16 (d.t.= 6,79), y con una estructura de convivencia que reflejamos en la tabla 1.

Instrumentos

El CASPE consta de 9 elementos: 8 de elección múltiple tipo Likert, con cuatro opciones los elementos 1 a 7, cinco el elemento 9, y uno el 8, a contestar «sí» o «no». El CASPE evalúa: la existencia de pareja y calidad de la relación, relaciones familiares en sus aspectos cuantitativos (número de contactos) y cualitativos (percepción subjetiva), las relaciones de amistad y compañerismo en sus aspectos cuantitativos (número de amigos de verdad, número de actividades compartidas) y cualitativos (apoyo funcional y emocional percibido) y participación en organizaciones socioculturales. La corrección se realiza asignando a cada ítem el valor numérico de la opción contestada, pudiéndose obtener una puntuación total entre 9 y 35. El total obtenido se interpreta tal que a mayor puntuación, mayor apoyo social. Para el estudio de sus relaciones con otras medidas se emplearon: a) la escala para la Evaluación del Estrés-Apoyo Social del Departamento de Salud Mental de California en la versión de Conde y Franch (1984); b) la subescala de Ansiedad de Goldberg (1988) en su versión de 12 ítems; y c) la Escala de Estresores en Ancianos (Calvo y Díaz, en preparación).

Procedimiento

Previa su aplicación, el borrador del cuestionario de AS pasó a 6 expertos, seleccionados por su conocimiento del área (un psiquiatra y cuatro psicólogos) y el idioma (un filólogo), que evaluaron la inteligibilidad e idoneidad del borrador del cuestionario de AS, y, posteriormente, contestando a 4 criterios (ajuste, denominación-contenido, cobertura cualitativa y cuantitativa del universo del constructo y bondad general del mismo) evaluaron el contenido de la versión definitiva.

La versión definitiva se aplicó siguiendo rutas aleatorias previamente determinadas partiendo de los 16 distritos poblacionales de Las Palmas de Gran Canaria, la distribución por género y el tamaño muestral estimado para cada uno de los 32 estratos. Los sujetos fueron entrevistados en su domicilio. Depurados los datos fueron tratados estadísticamente mediante el programa SPSS 11.0 para Windows.

Resultados

La curtosis (0,356) nos indica una distribución leptocúrtica y el valor negativo de la asimetría (-0,847) marca la tendencia de los sujetos a situarse en la parte derecha de la distribución. En la tabla 2 se describen las puntuaciones obtenidas en el CASPE . No se encontraron diferencias de medias significativas entre los grupos de edad (χ²= 2,35, p= 0,67), y por sexo (U Mann-Whitney, z=-1,20, p= 0,22), pero sí entre los distintos grupos de convivencia (χ²= 21,97, p= 0,0002), resultando significativamente menor la media de AS de las personas que viven solas. Consideramos así, como AS social bajo, las puntuaciones que se encuentran hasta el centil 25.

Análisis de la dimensionalidad del cuestionario

Se realizó un análisis exploratorio mediante el análisis factorial (AF) común (máxima verosimilitud), más adecuado cuando el objetivo es encontrar variables latentes (constructos) que den cuenta de las relaciones entre los elementos que forman el cuestionario. Se obtuvo un índice KMO= 0,752, valor mediano según el baremo de Kaiser, y un valor de p= 0,000 en la prueba de la esfericidad de Bartlett, rechazando la hipótesis nula de variables incorrelacionadas, concluyendo la adecuación de un AF para nuestros datos.

Se obtuvieron tres factores que explican un 62,50% de la varianza. Para decidir el número de factores a conservar se obtuvo el gráfico de sedimentación, cuya interpretación subjetiva no nos dejó totalmente claro si conservar o no el tercer factor, ya que se retienen todas aquellos componentes previos a la zona de sedimentación, no perfectamente definida en este caso. Aplicando la regla de Kaiser (conservar factores con valores propios mayores a 1) se conservarían los tres factores. Finalmente, atendiendo a la prueba de bondad de ajuste, para la solución de tres factores obtuvimos una Chi-cuadrado= 17,227 con un valor p= 0,141, mientras que para una solución de dos factores obtuvimos una Chi-cuadrado= 42,433 con un valor p= 0,002, constatando que en el primer modelo, con tres factores, es donde la hipótesis nula no se rechaza y, por tanto, es el que se ajusta mejor. Por otro lado, si redujéramos a dos factores, la varianza explicada se reduciría a un 50,97, siendo difícil aceptar un modelo que explique menos del 60% de la varianza.

Posteriormente, y para facilitar la interpretación de la matriz factorial, se decidió realizar una rotación ortogonal, que, si bien es menos realista, al maximizar la varianza «explicada» de las cargas factoriales asociadas a cada factor resulta más útil para el cometido enunciado, y es uno de los métodos de rotación que goza de mayor aceptación (Hair y cols., 1998). Por razones de extensión, se muestra únicamente la matriz rotada en la tabla 3.

A partir de los resultados de análisis factorial parece claro que el AS percibido evaluado por el cuestionario se estructuraría en tres ejes, que podríamos denominar: familia/allegados (factor 1); amigos/compañeros (factor 2); y, por último, pareja/asociacionismo (factor 3). Los factores 1 y 2 son unidimensionales, y se interpretan de manera directa. El factor 3 es un constructo bipolar, con las buenas relaciones de pareja en un polo y el asociacionismo en el polo inverso, tal que una se incrementa cuando la relevancia de la otra disminuye (r^xx= -0,180, p=0,005). Nos atreveríamos a hipotetizar que el deterioro/pérdida de la relación de pareja, al menos en nuestra muestra de ancianos, sea lo que «empuje» al asociacionismo. Esta estructura tiene un significado psicológico apreciable, en tanto en cuanto dichos ejes parecen representar tres vínculos afectivos diferentes, pudiendo dilucidar de ello que el AS se estructura, por tanto, en función de los tipos de vinculación afectiva.

Fiabilidad

Se trabajó de dos formas. En primer lugar se obtuvo la fiabilidad mediante el método de las dos mitades en función del análisis dimensional anteriormente expuesto, de manera que en cada mitad estuvieran representados equilibradamente elementos de los tres factores, ubicando los 5 elementos impares en la parte 1 y los 4 pares en la parte 2. Se obtuvo así una aceptable fiabilidad, con un coeficiente Spearman-Brown para mitades desiguales de 0,77. Los resultados completos se muestran en la tabla 4.

En segundo lugar calculamos el coeficiente alpha como coeficiente de fiabilidad basado en la consistencia interna de los elementos. Su valor tiene un rango de 0 a 1. Los resultados para la escala total y cada uno de los factores encontrados se presentan en la tabla 5. No se incluye el valor alfa del factor 3, ya que los elementos de la escala están negativamente correlacionados y este modelo de fiabilidad es inapropiado.

Evidencia de contenido

El juicio global emitido por los 6 jueces se resume en la tabla 6. Como vemos, si bien la calificación global es buena (75%), los jueces discrepan al 50% en cuanto a que el cuestionario realmente integre todos los elementos constituyentes del constructo y que, por tanto, el número de elementos sea suficiente.

Relación con otras medidas

Calculamos la correlación bilateral de Pearson, utilizando como criterio las puntuaciones del cuestionario de Apoyo Social del Mental Health de California, obteniéndose una correlación positiva y altamente significativa (véase tabla 7). Como vemos en la tabla 7, también se obtuvieron las correlaciones entre el CASPE y las medidas de estrés y ansiedad realizadas a la muestra. Como se puede apreciar, nuestra medida de AS correlaciona significativa y negativamente con dichas medidas, tal que a mayor AS, menor intensidad de estrés y ansiedad.

Discusión y conclusiones

El objetivo principal de este trabajo era construir un instrumento válido y fiable de evaluación del AS, y, como hemos podido ver, el cuestionario de AS se perfila como un instrumento de características psicométricas aceptables (fiabilidad de 0,77; consistencia interna total del 0,65; correlación con otra medida de AS de 0,65 (p= 0,000); evidencia de la validez del contenido del 75%, y tres dimensiones que explican el 62,5% de la varianza total), comparable a otros instrumentos similares (Bowling, 1994). Nos parece interesante destacar también las correlaciones negativas y significativas que se constatan con las medidas de ansiedad y estrés utilizadas. Ya que dichos resultados indirectamente aportan validez al instrumento, en tanto en cuanto son coherentes con la literatura consultada, en la que se constata ese mismo tipo de relaciones entre el AS (evaluado por otros instrumentos) y el binomio ansiedad/estrés (Green, 2001; Heinrichs, Baumgartner y Kirschbaum, 2003).

No obstante nos gustaría realizar ciertas apreciaciones críticas. En primer lugar la pobre representación del tercer factor, pareja/asociacionismo, al estar conformado tan solo por dos elementos negativamente correlacionados, lo que podría ser incluso un artefacto del análisis. Por otra parte, la apreciación no unánime de los expertos a la hora de juzgar la suficiencia del CASPE para aprehender la totalidad del constructo de AS, lo que nos impulsa a la búsqueda e inclusión de nuevos elementos que, por un lado, permitieran confirmar o no esta estructura, y definirla mejor, y, por otro, mejorar la validez de contenido.

En esta primera versión del cuestionario no hemos incluido dos elementos que, en esta reflexión crítica, nos parecen esenciales para valorar la funcionalidad del AS independientemente de su disponibilidad, a saber: la habilidad del sujeto para pedir/obtener ayuda, y la importancia/relevancia que el sujeto da a ese AS. Es decir, ¿busca el sujeto AS? Hipotéticamente hablando, un sujeto que busca o tenga en alta estima el AS y no lo obtenga será más vulnerable al estrés que aquel sujeto que no considere dicha búsqueda entre sus estrategias de afrontamiento. Asimismo, y siguiendo en el terreno de lo hipotético, el buscador de AS poco hábil y capacitado nuevamente estará más expuesto a las consecuencias negativas del estrés.

Si bien es cierto que nuestro planteamiento inicial en la construcción del cuestionario se ha centrado en el AS percibido, el presente trabajo nos ha hecho reflexionar sobre la necesidad de integrar indicadores más objetivos en la evaluación del mismo. Concretamente nos referimos a indagar en el cuestionario sobre la frecuencia real de visitas en un período dado de tiempo, realizadas y recibidas, con tal finalidad de objetivación. Apuntamos también la indicación de las diferencias cualitativas entre las distintas relaciones integradas en el marco familiar, tal que, evidentemente, no es lo mismo el apoyo de los progenitores, que de los hijos, hermanos, etc.

Por todo lo visto, y a pesar de una cierta bondad, en lo que a los datos de fiabilidad y validez se refiere, nos parece necesaria una revisión del mismo que implique el replanteamiento de alguno de los presupuestos previos (medir no sólo el AS percibido), la integración de nuevos elementos a evaluar (relevancia del AS y habilidad para obtener el AS) y la matización de algunos elementos anteriores (diferenciación del elemento familia). Sin menospreciar la utilidad de la actual versión, concluimos, no obstante, con la necesidad de abordar la construcción de una nueva versión del CASPE que mejore la evaluación del AS en el ámbito comunitario. Versión de la que pronto esperamos dar noticias.

Barrón, A. y Sánchez, E. (2001). Estructura social, apoyo social y salud mental. Psicothema, 13(1), 17-23.

Barrera, M. Jr. (1980). A method of assessment of social support networks in community survey research. Connection 3, 8-13.

Barrera, M. y Ainlay, S.L. (1983). The structure of social support: A conceptual and empirical analysis. Journal of Community Psychology, 1, 133-143.

Billings, A.G. y Moss, R.H. (1982). Social Support and functioning among community and clinical groups: a panel model. Journal of Behavioural Medicine, 5, 295-311.

Bisconti, T.L. y Bergeman, C.S. (2002). Perceived social control as a mediator of the relationships among social support, psychological well-being and perceived health. Journals of Gerontology, B Psychological Sciences and Social Sciences, 57, 387-395.

Bowling, A. (1994). La medida de las redes y el apoyo social. En A. Bowling, La medida de la salud, 135-165. Masson, Barcelona.

Bukov, A., Maas, I. y Lampert, T. (2002). Social participation in very old age. Journals of Gerontology, B Psychological Sciences and Social Sciences, 57, 510-517.

Canty-Mychel, J. (2000). Psychometric properties of the multidimensional scale of perceived social support in urban adolescents. American Journal of Community Psychology, 28(3), 391-400.

Conde, V. y Franch, J.L. (1984). Escalas de evaluación comportamental para la cuantificación de la sintomatología en los trastornos angustiosos y depresivos. Upjohn Farmoquímica, Madrid.

Coob, S. (1976). Social support as a moderator of life stress. Psychosomatic Medicine, 5, 300-314.

Dean, A. (1986). Social support, epidemiological perspective. En N. Lin (Ed.), Social Support, Life Events and Depression. Nueva York, Academic Press.

DePanfilis, D. (1996) Social isolation of neglectful families. A review of social support assessment. Child Maltreatment, 1(1), 37-53.

Goldberg, D.P. y Williams, P. (1988). A user’s guide to the General Health Questionnaire. Windsor, NFER-Nelson.

Gottlieb, B.H. (1983). Social support strategies: Guidelines for mental health practice. Beverly Hills, Sage Publications.

Green, L.T. (2001). The relationship between social anxiety and frequency of interactions with primary social support in senior adults. Dissertation Abstracts International: Section B: The Sciences & Engineering, Vol 62(2-B), pp. 1.078 [Dissertation Abstract].

Hair, J.F., Tatham, R.L. y Black, W.C. (1999). Análisis multivariante. Pretince-Hall Ibérica, Madrid.

Heinrichs, M., Baumgartner, T. y Kirschbaum, C. (2003). Social support and oxytocin interact to suppress cortisol and subjective responses to psychosocial stress. Biological Psychiatry, Vol. 54(12), 1.389-1.398.

Henderson, S. (1981). Social relationships, adversity and neurosis: an analysis of prospective observations. British Journal of Psychiatry, 138, 391-398.

Henderson, S., Duncan Jones, P. y Byrne, D.G. (1980). Measuring social relationships: the Interview Schedule for Social Interaction. Psychological Medicine, 10, 723-734.

House, J.S. (1981). Work stress and social support. Reading, MA, Addison-Wesley.

Krause, N. y Shaw, B. (2000). Giving social support to others, socio-economic status and changes in self-esteem in late life. Journals of Gerontology, B Psychological Sciences and Social Sciences, 55, 323-333.

McInnis, G.J. y White, J.H. (2001). A phenomenological exploration of loneliness in the older adult. Archives of Psychiatric Nursing, 15(3), 128-139.

Martine, L., Schultz, M. y Newsom, J. (1999). Stability and change in older adults’ social contact and social support: the cardiovascular health study. Journals of Gerontology, B Psychological Sciences and Social Sciences, 54(5), 302-311.

Martínez, F.M., García, M. y Maya, I. (2001). El efecto amortiguador del apoyo social sobre la depresión en un colectivo de inmigrantes. Psicothema, 13(4), 605-610.

Martínez-Pérez, M.D. y Osca, A. (2002). Análisis psicométrico del Inventario de Apoyo Familiar para Trabajadores. Psicothema, 14(2), 310-316.

Pérez, A.M. (1999). Personalidad, afrontamiento y apoyo social. Madrid, UNED-FUE.

Prince, M.J. (1997). Impairment, Disability and Handicap as Risk Factors for Depression in Old Age. The Fospel Oak Proyect V. Psychological Medicine, 27, 311-321.

Procidano, M.E. y Heller, K. (1983). Measures of perceived social support from friends and from familia: three validation studies. American Journal of Community Psychology, 11, 1-24.

Rubinstein, R.L., Lubben, J.E. y Mintzer, J.E. (1994) Social isolation and social support. An applied perspective. Journal of Applied Gerontology, 13, 58-72.

Sandín, B. y Chorot, P. (1990). Escala de Apoyo Social SS-B de Vaux, Riedel y Stewart. Madrid, UNED.

Sandler, I.N. y Barrera, N. (1984). Towards a multimethod approach to assessing the effects of social support. American Journal of Community Psychology, 12, 37-52.

Sarason, I.G. (1983). Assessing social support: The Social Sport Questioary. Journal of Personality and Social Psychology, 44, 127-139.

Sarason, I.G., Levine, H.M. y Basham, R.B. (1983). Assessing social support: the social support questionnaire. Journal of Personality and Social Psychology, 44, 127-139.

Sherbourne, C. y Stewart, A. (1991). The MOS Social Support Survey. Social Science and Medicine, 32(6), 705-714.

Stokes, J.P. (1983). Predicting satisfaction with social support from social network structure. American Journal of Community Psychology, 11, 141-152.

Tsouna-Hadjis, E., Vemmos, K.N., Zakopoulos, N. y Stamatelopoulos, S. (2000). First-stroke recovery process: the role of family social support. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 81(7), 881-887.

Turker, J.S. (2002). Health-reated social control within older adults’ relationships. Journals of Gerontology, B Psychological Sciences and Social Sciences, 57, 387-395.

Vaux, A., Riedel, S. y Stewart, D. (1987). Modes of social support: the social support behaviours (SS-B) scale. American Journal of Community Psychology, 15, 209-233.

Walsh, J. y Connelly, P.R. (1996). Supportive behaviours in natural support networks of people with severe mental problems. Health and Social Work, 21(4), 296-303.