Extracto
Antecedentes
El apetito y síntomas, en general, las condiciones reportadas por los pacientes con cáncer, son un poco difícil para los profesionales para medir directamente en la rutina clínica (condiciones latentes). Por lo tanto, se requieren instrumentos específicos para este fin. Este estudio tuvo como objetivo realizar una adaptación cultural del apetito Cáncer y Cuestionario de Síntomas (CASQ), al portugués y evaluar sus propiedades psicométricas en una muestra de pacientes con cáncer de brasileños.
Métodos
Esta es una estudio de validación en pacientes con cáncer de Brasil. La cara, el contenido y la construcción de valideces (factoriales y convergentes) del apetito y el Cuestionario de Síntomas del Cáncer, la herramienta de estudio, se estima. Además, se realizó un análisis factorial confirmatorio (CFA). La relación de chi-cuadrado y grados de libertad (χ
2 /df), índice de ajuste comparativo (CFI), la bondad de ajuste del índice (GFI) y la raíz del error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) se utilizaron para la evaluación del ajuste del modelo . Además, la fiabilidad del instrumento se calcula utilizando la fiabilidad compuesta (CR) y el coeficiente alfa de Cronbach (α), y la invariancia del modelo en muestras independientes se estimó mediante un análisis multigrupo (Δχ
2).
resultados
Entre los participantes había 1.140 pacientes de cáncer con una edad media de 53,95 años (SD = 13.25); 61,3% eran mujeres. Después de la CFA de la estructura CASQ original, se eliminaron 2 elementos con pesos factoriales inadecuados. Se incluyeron cuatro correlaciones entre los errores de proporcionar un ajuste adecuado a la muestra (χ
2 /gl = 8,532, CFI = 0,94, GFI = .95, .08 y RMSEA =). El modelo mostró una validez convergente baja (AVE = 0,32). La fiabilidad fue adecuada (CR = 0,82 α = .82). El modelo refinado mostró una fuerte invariancia en dos muestras independientes (Δχ
2: λ: p = 0,855; i: p = 0,824; Res: p = .390). Se obtuvo una estabilidad débil entre pacientes sometidos a quimioterapia y radioterapia (Δχ
2: λ: p = 0,155; i: p & lt; 0,001; Res: p & lt; 0,001), y entre los pacientes sometidos a quimioterapia combinada con radioterapia y los cuidados paliativos (Δχ
2: λ: p = 0,058; i: p & lt; 0,001; Res: p & lt; 0,001).
Conclusión
La versión en portugués del CASQ tenía buena cara y la validez de constructo y fiabilidad. Sin embargo, el CASQ todavía presenta invariancia en muestras independientes de pacientes con cáncer de brasileños. Sin embargo, la herramienta tiene escasa validez convergente y la invariancia débil en muestras con diferentes tratamientos
Visto:. Spexoto MCB, Serrano SV, Halliday V, Maroco J, Campos JADB (2016) Apetito Cáncer y Cuestionario de Síntomas (CASQ) para pacientes brasileños: adaptación cultural y estudio de validación. PLoS ONE 11 (6): e0156288. doi: 10.1371 /journal.pone.0156288
Editor: Sam Eldabe, el Hospital de la Universidad James Cook, REINO UNIDO
Recibido: 18 Marzo, 2015; Aceptado: 11-may de 2016; Publicado: June 8, 2016
Derechos de Autor © 2016 Spexoto et al. Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la licencia Creative Commons Attribution License, que permite el uso ilimitado, distribución y reproducción en cualquier medio, siempre que el autor original y la fuente se acreditan
Disponibilidad de datos:. Todo relevante los datos están dentro del apoyo de sus archivos de información en papel y
Financiación:. Este trabajo fue apoyado por el Amparo a la Pesquisa hacer Paulo (Fundación de Investigación de Sao Paulo) Fundación de Estado de S., subvención número 2011 /22620-5 a JADBC (http://www.fapesp.br/en/) y por una beca para MCBS de la Coordinación de Perfeccionamiento de Personal de Nivel Superior (http://www.capes.gov.br/). Los donantes no tenía papel en el diseño del estudio, la recogida y análisis de datos, decisión a publicar, o la preparación del manuscrito
Conflicto de intereses:.. Los autores han declarado que no existen intereses en competencia
Introducción
Los pacientes con cáncer pueden informar de los cambios en el apetito [1]. Estos cambios pueden ser descritos como una falta de deseo de comer, un cambio en el sabor de los alimentos, y una percepción de saciedad temprana [1-3]. Los cambios en el apetito pueden manifestarse como cambios en el peso [4, 5]. Los factores que contribuyen incluyen disfunciones digestivas como náuseas, vómitos y estreñimiento. Debido a la complejidad de los factores subyacentes que contribuyen a los cambios en el apetito, puede ser importante para evaluar los síntomas del apetito y afines de los trastornos digestivos a mejor la atención clínica guía.
Tanto la pérdida de apetito y la pérdida de peso son comunes y características preocupantes relacionados con los pacientes de cáncer, especialmente a los pacientes con cáncer en etapas avanzadas, los pacientes refractarios al tratamiento o pacientes sin opciones de tratamiento [2]. Quinten et al. [6] evaluaron el apetito y su relación con la supervivencia en 1.314 pacientes con cáncer, y encontraron que los pacientes con más apetito vivieron más tiempo.
Después de la evaluación de 3.047 pacientes con cáncer, Dewy et al. [7] encontró que los síntomas tales como náuseas, pérdida de apetito, diarrea y pueden contribuir significativamente a la pérdida de peso. Además, los autores encontraron una reducción significativa en el tiempo medio de supervivencia de los pacientes con bajo peso, en comparación con aquellos con peso normal, independientemente de la localización del tumor. Estudios posteriores han confirmado estos resultados [8-10].
Debe hacerse hincapié en que el apetito puede verse afectada ya sea por la enfermedad, o por el tratamiento, lo que puede causar síntomas tales como náuseas, vómitos, estreñimiento, y cambios en el sabor o el dolor [11-13].
Dada la importancia que tiene el apetito en la respuesta a varios tratamientos [7] y en la progresión de la enfermedad [8, 10], varios instrumentos psicométricos para medir que tiene ha propuesto [14-17]. Entre ellas, la evaluación funcional de la anorexia /caquexia Terapia (FAACT) cuestionario [14], el apetito, el hambre y la percepción sensorial (ahsp) cuestionario [15], el Consejo de apetito Nutrición Cuestionario (CNAQ) [16] y la Nutrición simplificado apetito Cuestionario (SNAQ) [16, 17] se destacan.
Teniendo en cuenta que el apetito es una condición latente, es decir, no se puede medir directamente, es necesario evaluar las propiedades psicométricas de los datos obtenidos con este instrumento antes de usarlo , mediante la evaluación de su validez y fiabilidad. Sólo entonces los datos pueden ser utilizados con confianza asegurar la validez de los resultados y las conclusiones extraídas con que los datos [18, 19].
Para evaluar el apetito y síntomas específicamente en pacientes con cáncer, Halliday et al. [20] propuso el
Apetito Cáncer y Cuestionario de Síntomas gratis (CASQ). El CASQ es un instrumento de un factor que comprende 12 artículos que permiten respuestas en una escala Likert de cinco puntos. El CASQ fue propuesto en Inglés, para la población del Reino Unido, y hasta el momento no tiene versiones en otros idiomas. El CASQ fue adaptado de la
Consejo el apetito Nutrición Cuestionario gratis (CNAQ) [16] y se añadieron cuatro elementos para cumplir con las características de los pacientes con cáncer [20].
Por lo tanto, este estudio tuvo como objetivo para desarrollar una adaptación cultural de la CASQ, al portugués, y para evaluar sus propiedades psicométricas en una muestra de pacientes con cáncer de brasileños en tratamientos curativos y paliativos.
Método
Diseño del estudio
la adaptación cultural y validación del apetito y el cuestionario de síntomas implicados tres fases:. Fase 1 (adaptación transcultural), Fase 2 (validez de contenido), y la fase 3 (evaluación de las características psicométricas) guía
fase 1:. Adaptación transcultural de la CASQ
validez de la cara
Para confirmar la validez aparente de la CASQ se utilizaron los métodos propuestos por Guillemin et al. [21] y Beaton et al. [22]. El instrumento se aplique de forma independiente por tres traductores bilingües que eran hablantes nativos de portugués, tenido conocimiento del idioma Inglés, y había vivido en un país de habla Inglés. Las traducciones fueron evaluados por los investigadores de este estudio, con el fin de obtener un consenso sobre una única versión en portugués. Esta versión se volvió a traducir por un traductor bilingüe cuya lengua materna era el Inglés y en comparación con el original de CASQ.
La versión en portugués fue luego pre-probado en un grupo de 32 pacientes con cáncer para comprobar el índice malentendido (MI ) de cada elemento de la CASQ. Dado que no hay ningún elemento presenta un IM & gt; 20%, que no era necesario cambiar ninguna palabra y /o la construcción gramatical de los artículos. La versión en portugués fue entonces evaluado por un equipo formado por tres profesores de portugués y tres expertos en oncología para verificar la equivalencia semántica, idiomática, cultural y conceptual del instrumento a la versión original
Fase 2:. Validez de Contenido
se estimó que la validez del contenido del CASQ utilizando el método propuesto por Lawshe [23]. Durante esta etapa, 12 jueces que eran expertos en el campo de la Oncología y Nutrición calificaron cada punto del instrumento de acuerdo con su esencialidad ( "esencial", "útil, pero no esencial", y "no es necesario"). La relación de contenido de validez (CVR) se calculó, y la significación se evaluó de acuerdo con el método propuesto por Wilson et al. [16], la adopción de un nivel de significación del 5% (CVR
12; 0,05 ≥ 0,57). Esta etapa complementa y /o ayuda a decidir si se debe quitar /mantener los puntos del instrumento. Esta decisión sólo puede hacerse después de un análisis factorial confirmatorio, es decir, cuando los artículos con bajo peso al factor de presencia o de que haya dificultad de ajustar el modelo a la muestra (que se verifica después de la evaluación de todas las propiedades psicométricas), los elementos asociados a esta dificultad se identifican y CVR se utiliza para la toma de decisiones
Fase 3:.. Evaluación de las características psicométricas
Fase 3 fue un estudio transversal, con un diseño de muestreo no probabilístico por conveniencia
se invitó a los participantes.
los pacientes que asisten a las clínicas de pacientes externos e internos del hospital del cáncer de Barretos con un diagnóstico de las neoplasias malignas de participar. La selección de la muestra se realizó por conveniencia (no probabilístico). Esos procedimientos sometidos a grandes y complejos intermedios quirúrgicos dentro de los 30 días de la entrevista, con deterioro cognitivo o trastornos psiquiátricos graves, y bajo la edad de 18 años fueron excluidos de la muestra. El estudio incluyó sólo a pacientes con cáncer que han aceptado y firmado el formulario de consentimiento libre e informado.
Cálculo del tamaño muestral.
El tamaño mínimo de la muestra estimada se basa en el requisito de 10 sujetos por modelo de parámetros [ ,,,0],24]. Dado que el instrumento (CASQ) tenía 24 parámetros, el tamaño requerido de la muestra era 240. Como la invariancia del instrumento en dos muestras independientes también se evaluó en este estudio, fue necesario utilizar una segunda muestra con el mismo tamaño. Por lo tanto, el tamaño estimado mínimo de la muestra necesario era 480 participantes. Dado que este estudio también tuvo como objetivo examinar las cualidades psicométricas de la CASQ en pacientes con cáncer en Brasil, se consideró que la muestra era lo suficientemente grande como para capturar convenientemente la variabilidad en esta población [18]. Por lo tanto, se optó por trabajar con una muestra representativa más grande que la recomendada para el análisis estadístico
variables. Estudio y de instrumentos.
Para caracterizar la muestra, se recogieron datos demográficos e información clínica. Los datos sociodemográficos recogidos incluyen sexo, edad, estado civil, presencia de ninguna práctica religiosa, la actividad relacionada con el trabajo, el número de personas en el hogar, y el estatus socioeconómico y la educación del jefe del hogar. La edad se evaluó en años; el estado civil en categorías como solteros, casados, viudos, separados y /divorciada. La religión y su práctica, y la actividad relacionada con el trabajo se evaluaron de forma dicotómica (presencia /ausencia). El nivel económico y educativo del jefe de hogar se clasificaron de acuerdo con el Criterio Brasil-ABEP [25]
.
La información clínica respecto a la enfermedad se obtuvo mediante la consulta de la historia clínica de los pacientes. Las variables evaluadas fueron la presencia de un diagnóstico definitivo (presencia /ausencia), tipo de neoplasia, el escenario, el tipo de tratamiento (quimioterapia, radioterapia, quimioterapia y radioterapia, terapia hormonal y la inmunoterapia y cuidados paliativos) y metástasis (presencia /ausencia). También se recogió información sobre la ubicación del paciente en el momento de la evaluación (con o sin hospitalización).
La altura (cm) y peso (kg) referidos por el paciente se registraron para el cálculo del índice de masa corporal ( kg /m
2) (IMC). Para determinar la clasificación del IMC, los puntos de corte para adultos (& gt; 20 años), propuesto por la Organización Mundial de la Salud [26], se utilizaron
Los síntomas y el apetito se evaluó utilizando el apetito y el cuestionario de síntomas del cáncer. (CASQ) desarrollado por Halliday et al [20]. Cabe aclarar que los cuatro elementos del instrumento tenían una escala de respuesta inversa. la autorización del autor fue adquirido antes de utilizar el instrumento.
Análisis de Datos
sensibilidad psicométrico.
se utiliza el resumen y la forma de las medidas de distribución de los artículos CASQ 'para estimar su psicométrica sensibilidad. Los elementos con una asimetría (Sk) superior a 3 y curtosis (Ku) superior a 7, en valores absolutos, se considera que tienen problemas de sensibilidad psicométricas [27]. El diagnóstico de los valores extremos multivariante se realizó mediante el cálculo de la distancia de Mahalanobis [27].
La validez de constructo.
Para evaluar la validez de constructo de los instrumentos se evaluaron la validez factorial y convergente.
validez factorial.
para examinar la eficacia de la adaptación de la CASQ a la muestra de estudio, un análisis factorial confirmatorio se realizó mediante el método de estimación de máxima verosimilitud aplicado en SPSS AMOS (v.22, SPSS una IBM Company, Chigago, IL). Para evaluar la bondad del ajuste del modelo a la matriz de varianza de los datos /covarianza, la relación de chi-cuadrado y grados de libertad (χ
2 /df), índice de ajuste comparativo (CFI), la bondad del índice de ajuste (GFI) y la raíz del error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) fueron utilizados [19]. El ajuste del modelo se consideró adecuada cuando χ
2 /df ≤ 2,0, CFI y GFI ≥ 0,90 y 0,08 ≤ RMSEA para cada muestra [19, 24].
Los productos que tenían pesos factoriales (λ) & lt; 0,30 fueron retirados, así como aquellos que resultó redundante por los índices de modificación, que se calcula a través de los multiplicadores de Lagrange (LM & gt; 11, p & lt; 0,001). Los índices de modificación también se utilizaron para verificar la correlación entre los errores de los artículos '[19].
Para definir el mejor modelo (completo o refinado) los índices basados en teoría de la información se utilizaron, a saber, el criterio de información de Akaike (AIC), criterio de información bayesiano (BIC), y Browne-Cudeck Criterio (BCC), y el modelo que presenta valores más bajos en uno o más de estos índices fue considerado como el más parsimonioso.
factorial invariancia.
Para verificar la invariancia de la estructura factorial obtenida, una validación cruzada del modelo se llevó a cabo por medio de un análisis multigrupo. Para ello, la muestra se dividió al azar en dos partes (6: 4), el 60% comprendía la "Muestra de ensayo" y el 40% del ". Validación de la muestra" La invariabilidad de los modelos fue probada usando la diferencia de chi-cuadrado (Δχ
2) estadísticas entre los dos modelos. El modelo se consideró invariable cuando se Δχ
2 p & gt; 0,05. La invariancia de: i) los pesos factoriales (lambda) (invarianza métrica /débil invariancia), ii) los pesos de los factores (λ) y artículos intercepta (i) (escalar invariancia /strong invariancia), iii) los pesos de los factores (λ), artículos intercepta (i) y residuos de varianzas /covarianzas (residuos invariancia /invariancia estricta) (Res) se pusieron a prueba [28].
la invariancia del modelo de factores se dieron también resultados mediante la subdivisión de los participantes según el tipo de tratamiento (quimioterapia, radioterapia, quimioterapia y radioterapia y cuidados paliativos).
la validez convergente.
la media de varianza extraída (AVE) se utilizó para evaluar la validez convergente de la CASQ [19, 24]. Los valores aceptables (AVE ≥ 0,50) son indicativos de la validez convergente del factor de) [24].
Fiabilidad.
La fiabilidad de la CASQ se estimó por la fiabilidad compuesta (CR) y el el coeficiente alfa de Cronbach estandarizado (α), que se consideran adecuadas cuando CR α ≥ 0,70 [29, 30].
Cálculo del apetito y la puntuación de síntomas mundial.
Después de ajustar el modelo de los datos de la matriz de la muestra de varianza /covarianza, la puntuación global para el "apetito y síntomas" se calculó utilizando una matriz de pesos de puntuación de los factores producidos por el modelo ajustado [19]. Este peso se asigna a cada elemento y se multiplicó por la respuesta dada por cada participante, después de lo cual todos los elementos ponderados se suman, obteniendo una puntuación global.
Todos los análisis se realizaron utilizando las estadísticas de IBM SPSS (v.22 , SPSS Una IMB Company, Chicago, IL) y AMOS 22.0 (SPSS Una IMB Company, Chicago, IL) programas.
Consideraciones éticas
Este estudio siguió a los principios éticos de la Resolución 466/12 de la Junta Nacional de Salud, y fue aprobado por el Comité de Ética de la Investigación en Seres Humanos del hospital Barretos cáncer (Barretos-Sao Paulo) (protocolo 561/2011).
resultados
la validez de apariencia
en la etapa de la validez aparente, la evaluación previa a la prueba, había una necesidad de cambiar sólo el tema 12 (presencia y /o la intensidad del dolor), más concretamente en su escala de respuesta. Esta variación se explica por la necesidad de identificar de los individuos sin dolor. Por lo tanto, la escala de respuesta a ese elemento fue modificado para 6 puntos: "sin dolor", "muy ligero", "leve", "moderado", "graves" y "muy graves" (por lo tanto, incluyendo la respuesta sin dolor) . Ninguna otra adaptación fue necesaria
Los participantes
Un total de 1.219 pacientes con cáncer tratados en el Hospital del Cáncer de Barretos (São Paulo - Brasil). En 2013, fueron invitados a participar. De ellos 1.140 (93,5%) accedieron a participar.
Las razones para no participar en la encuesta fueron la falta de tiempo (n = 5), que ya ha participado en otro estudio en el mismo día (n = 1 ), la timidez (n = 2), no se siente bien (n = 3), negativa a rellenar el cuestionario demográfico (n = 1), sin justificación (n = 7), no querer participar dado que la recolección de datos se encontraba en una formato de la entrevista (n = 60).
La edad media de los participantes fue de 53,95 (SD = 13.25) años y se ha reportado sólo 1 paciente no tener un diagnóstico definitivo. La caracterización sociodemográfica y clínica de los participantes ha sido presentado en la Tabla 1. Es importante tener en cuenta que no todos los pacientes respondieron a todas las preguntas del inventario sociodemográfico ( "religión" n = 16; "la práctica la religión" n = 15; "civil estado "n = 2;" actividad laboral "n = 3) y alguna información clínica no fue incluido en la historia clínica (" punto de recogida de datos "n = 7;" etapa "n = 33;" tipo de tratamiento "n = 4; "la presencia de metástasis" (n = 6) y "índice de masa corporal" n = 16).
sensibilidad psicométricas y validez de contenido
la Tabla 2 presenta los indicadores sintéticos de los artículos el apetito y del cuestionario de síntomas para pacientes con cáncer versión en portugués, para los pacientes con cáncer, y la relación de contenido de validez (CVR).
No hay datos presentan valores graves de Sk y Ku, que indica la adecuada psicométrica sensibilidad de estos productos. En la opinión de los jueces /expertos, 5 artículos (IT2. Cuando como me siento lleno, it3. Antes de comer, me siento hambre, it4. Me gusta la comida no comer, IT6. En la actualidad yo como, además o en lugar de las comidas, IT10. La mayoría de las veces mi estado de ánimo es) de la CASQ no eran esenciales para la evaluación de apetito y síntomas.
factorial y la validez convergente y fiabilidad
El análisis factorial confirmatorio (CFA) del original CASQ estructura y el modelo refinado montado en la muestra brasileña de los pacientes con cáncer se presenta en la figura 1.
estructura de los factores del modelo original (CLS: λ = 0,13-0,81; χ
2 /df = 18.002, CFI = 0,761, GFI = 0,846 RMSEA = .122, AIC = 1,020.112, 1,020.666 = BCC, BIC = 1,141.043, σ
2 = 0,53) y el modelo refinado montado en la muestra brasileña de pacientes con el cáncer (CLS: λ = .70-.34; χ
2 /gl = 8,532, CFI = .936, GFI = 0,954, RMSEA = 0,081, AIC = 312.505, BCC = 312.973, BIC = 433.436, . σ
2 = 0,64) guía empresas
Dos artículos presentado inadecuados pesos factoriales (λ & lt; 0,30). El ajuste del modelo original a la de la muestra fue insatisfactorio. Para el CASQ para presentar un ajuste adecuado a la muestra, elementos con lt λ y; .30 Fueron retirados, y se incluyeron cuatro correlaciones entre errores (E1-E3, E4-e8, e7-E8, E10-E11). El modelo refinado presenta en forma adecuada a la muestra y explica el 64% de la varianza. Por lo tanto, la varianza media extraída estaba por debajo de la adecuada (AVE = 0,32). La fiabilidad fue adecuada (CR y α = 0,82).
La Tabla 3 presenta los resultados del análisis factorial confirmatorio (CFA), varianza media extraída (AVE), la fiabilidad compuesta (CR) y la consistencia interna (α ) del modelo CASQ refinada instalado en diferentes muestras.
el modelo refinado presenta un ajuste adecuado en todas las muestras analizadas, a excepción de la muestra sometida a radioterapia (RMSEA = .11). Sin embargo, es importante hacer hincapié en que un bajo peso de los factores (λ = 0,10) fue exhibida por la muestra de pacientes de cuidados paliativos para el tema relativo a la presencia /intensidad del dolor (es 12)
.
El modelo se presenta bajo la validez convergente, y la fiabilidad (CR y α) fue adecuada.
el apetito y la puntuación global de los síntomas
Una vez comprobada la adecuación del modelo refinado para la muestra, se determinó el algoritmo para calcular el apetito global y la puntuación de los síntomas en la muestra, tal como se presenta en la ecuación 1. gratis (1)
para cada elemento de la CASQ la escala de respuestas se puntúa de 0 a 4 y, con el fin de obtener el total cASQ puntuación para cada participante, la respuesta dada a cada elemento debe ser resumida. Además, se pueden implementar estrategias para la evaluación de la puntuación obtenida. Por ejemplo, el uso de los percentiles 25, 50 y 75 de la escala en la que una puntuación ≤ 1 representa bajo deterioro de los síntomas del apetito /, del 1 al 3 insuficiencia moderada y una puntuación & gt; 3 deterioro severo. Creemos que la clasificación del apetito /Síntomas estratégicamente cual se puede modificar por los médicos para reflejar el nivel de su participación en la práctica clínica.
factorial invariancia
Después de verificar el mejor ajuste del modelo refinado para CASQ la muestra, la invariancia del modelo se evaluó en muestras independientes (Tabla 4).
el modelo refinado mostró una fuerte invariancia en las muestras independientes (prueba de validación x) y la invariancia débil en tres submuestras (quimioterapia × radioterapia, quimioterapia × quimioterapia y radioterapia, quimioterapia y radioterapia × cuidados paliativos). La invariancia de la estructura factor no fue similar entre los tipos de tratamiento.
La versión portuguesa de CASQ se da en el Apéndice S1.
Discusión
El modelo refinado mostró una fuerte invariancia en muestras independientes (Validación × Test). La invariancia de la estructura factor no fue similar entre los diferentes tipos de tratamiento.
En la estructura de la CASQ para encajar adecuadamente la matriz de la muestra de varianza /covarianza, era necesario quitar los puntos 5 y 6 (Figura 1) . Uno puede especular que, los pesos de los factores que se encuentran bajo puede estar relacionado con la dificultad en la interpretación del término "comida".
El término "comida" en Brasil a menudo se refiere a un ritual de socialización que incluye elementos tales como la uso de cuchillo y tenedor, y sentado en la mesa [31]. En este sentido, las respuestas a este material pueden haber sido influenciados por esta connotación, la dificultad es decir, las personas pueden haber tenido en el entendimiento de que el concepto de comida incluida cualquier proceso de alimentación y no sólo aquellas situaciones en las que los elementos mencionados anteriormente. Sin embargo, debe quedar claro que esta justificación se basa en la reflexión de los investigadores sobre los pesos factoriales bajas encontradas y la construcción teórica en relación con los apartados 5 y 6. Los encuestados no mencionaron esta dificultad en el estudio piloto, lo que impidió cambiar el término "comida" durante la creación de la versión portuguesa de la CASQ. Esta manifestación apareció en el estudio final, donde la mayoría de los encuestados (99,4%) entienden la comida término como un ritual (mesa, tenedor, cuchillo ...), no teniendo en cuenta todo el proceso de consumo de alimentos durante todo el día (por ejemplo: bocadillos entre comidas). Este hecho también puede ser confirmada por el patrón de respuesta de los artículos 5 y 6 del artículo 5 presenta sesgo de respuesta a la frecuencia más baja, mientras que el punto 6 se presenta el patrón inverso. Esta dificultad no se observó en la muestra Inglés [20], en el que se propuso inicialmente el instrumento, que es probablemente debido a las diferencias culturales de las respectivas muestras.
Otro aspecto a destacar es el bajo peso al factor de del punto 12, en referencia a la condición dolorosa, especialmente en la muestra de pacientes en cuidados paliativos (Tabla 3). Este hecho se puede atribuir a la utilización de medicamentos para el control efectivo del dolor del cáncer en estos pacientes, que puede enmascarar la presencia y /o la gravedad del dolor [32]. Por lo tanto, se sugiere precaución en el uso y /o interpretación de este artículo en muestras de pacientes de cuidados paliativos.
El modelo refinado propuesta presentada en forma adecuada en las muestras independientes según el tipo de tratamiento (Tabla 3) y era invariante en el dos muestras independientes y entre los pacientes que se sometieron a quimioterapia y radioterapia, quimioterapia × quimioterapia y radioterapia, quimioterapia y radioterapia × cuidados paliativos (Tabla 4). La ausencia de invariancia observada entre los modelos ajustados a los pacientes de cuidados paliativos (Tabla 4) puede estar relacionada con las diferencias clínicas, tanto en relación con el diagnóstico y el tratamiento. Los pacientes en cuidados paliativos tienen mayores cantidades de medicamentos para el dolor, que tiene una mayor debilidad orgánica [32] y el proceso de alimentación es, en la mayoría de los casos, en peligro [33]. Esto, a su vez, hace que la evaluación de apetito diferente de la llevada a cabo en pacientes con cáncer sometidos a otras modalidades de tratamiento. Cabe señalar sin embargo, que la falta de invariancia en algunas muestras no impide el uso de la evaluación propuesta de apetito /síntomas que se presentan en este estudio para la detección de esta enfermedad en pacientes con cáncer. Cabe señalar que, cuando hay una necesidad de comparar grupos específicos (por ejemplo, otras características clínicas y /o datos demográficos) un nuevo modelo de ajuste debe ser calculado con el fin de comprobar la viabilidad de la utilización de los pesos que se muestran en la ecuación 1, siendo esto debido a las posibles diferencias en la puesta en marcha de la construcción. Lo que hemos presentado es un paso a paso el proceso de validación y el algoritmo que puede ser de utilidad para otros profesionales de la oncología de la salud.
Otro aspecto importante es la validez convergente baja (AVE) (Tabla 3) observada para el CASQ en todas las muestras, que se pueden atribuir a la alta variabilidad encuentran en los pesos factoriales de los ítems. Esta variabilidad puede sugerir la existencia de más de un factor para la CASQ, tal vez la delimitación del apetito y síntomas. Cabe señalar que este estudio trata de probar la propuesta original (unifactorial) y podrían desarrollarse que los futuros estudios para evaluar nuevas propuestas teóricas, tales como, por ejemplo, una estructura de dos factores y /o un modelo jerárquico de segundo orden. Sin embargo, se debe recordar que estas propuestas deben ser respaldados por fundamentos teóricos convincentes. Hacemos hincapié en que la limitación de la validez convergente no afectó el ajuste del modelo. Por lo tanto, no impide la utilización de una propuesta de un solo factor para la evaluación de apetito y síntomas en pacientes con cáncer.
En cuanto a la evaluación de apetito y síntomas, la versión original de la CASQ propone una puntuación final basada en la suma de las respuestas de los artículos [20]. Sin embargo, no parece una puntuación derivada de la suma de las respuestas a ser la mejor estrategia, ya que las propiedades métricas de un instrumento están influenciados por las características de la muestra y, por lo tanto, pueden cambiar en diferentes muestras [34, 35].
por lo tanto, se sugiere que la puntuación global se calcula utilizando la matriz de pesos de las puntuaciones factoriales (ecuación 1) [19, 35], que deberán ser adaptados para cada muestra. Por lo tanto, la inclusión o exclusión de los artículos no afectan al cálculo de la puntuación final, y serán más precisas, ya que los pesos de los elementos se calculan para cada muestra. Esto preserva las diferencias importantes entre los elementos, que pueden ser diferentes para cada población. Esta estrategia dará lugar a una estimación más precisa de la puntuación de apetito y síntomas.
Por lo tanto, este trabajo presenta los resultados de una herramienta para la evaluación de apetito y síntomas en pacientes con cáncer, con propiedades psicométricas adecuadas, y con una propuesta individualizada para el cálculo de la puntuación final. Esto puede contribuir a un diagnóstico más preciso y, por lo tanto, una estrategia de gestión clínica más resuelta.
Conclusión
La versión portuguesa de la CASQ presentado buena cara y validez de constructo y fiabilidad. Sin embargo, el CASQ todavía presenta invariancia en dos muestras independientes de pacientes brasileños con cáncer. Tiene baja validez convergente y la invariancia débil en muestras con diferentes tratamientos.
Apoyo a la Información
S1 apéndice. La versión original y portuguesa del apetito y síntomas Cuestionario para pacientes con cáncer (CASQ)
doi:. 10.1371 /journal.pone.0156288.s001 gratis (DOCX)
S1 conjunto de datos.
doi:. 10.1371 /journal.pone.0156288.s002 gratis (SAV)
Reconocimientos
Agradecemos al Hospital de Cáncer de Barretos para autorizar la recogida de datos