Se realizó un estudio prospectivo con adolescentes que acudieron al Servicio de Dermatología del Hospital Universitario de Toledo entre septiembre de 2019 y mayo de 2020. El muestreo se realizó de manera no consecutiva y no probabilística. El tamaño de la muestra estimado fue de cinco pacientes por ítem, pero no de menos de 100 pacientes en total17.

Los criterios de inclusión fueron: pacientes de 12 a 19 años que padecieran una enfermedad de la piel, que entendieran y supieran leer en español y que dieran su consentimiento informado por escrito. Los criterios de exclusión incluyeron pacientes con comorbilidades significativas que podrían afectar la CdV. Toda la información personal se mantuvo confidencial.

El T-QoL consta de 18 ítems puntuados mediante una escala ordinal de 0 a 2: Nunca, Ocasionalmente o Siempre. La puntuación se puede informar como una puntuación total, con un mínimo de 0 y un máximo de 36, o como las puntuaciones de los tres dominios o subescalas: Autoimagen (ítems 1–8), Bienestar físico y aspiraciones futuras (ítems 9 –12), e Impacto psicológico y relaciones (ítems 13–18). Las puntuaciones más altas denotan un mayor deterioro de la QoL.

Como cuestionarios comparadores se utilizaron las versiones validadas en español del DLQI18, diseñado para adultos mayores de 16 años, y del CDLQI19, diseñado para niños entre cuatro y 16 años. Ambos cuestionarios constan de 10 ítems puntuados de 0 a 3, lo que da una puntuación máxima de 30.

También se utilizó una pregunta de gravedad global (GG) acerca de la gravedad de la enfermedad autoevaluada en una escala de 0 a 10 de menor a mayor gravedad.

La adaptación del T-QoL al español se realizó en dos fases: 1) traducción y adaptación cultural, 2) validación.

Para la primera etapa se utilizaron las guías elaboradas por el «Task Force for Translation and Cultural Adaptation» de la «International Society for Pharmacoeconomics and Outcomes Research» (ISPOR)20.

Las diferencias entre las puntuaciones de los cuestionarios, la pregunta de GG, los grupos de edad y el género se estudiaron mediante la prueba de suma de rangos de Wilcoxon (prueba U de Mann-Whitney) y el índice d de Cohen. La normalidad univariante se probó con la prueba de Kolmogorov-Smirnov21 y la normalidad multivariante con la prueba de Mardia22.

La validez convergente se evaluó mediante la correlación de rangos de Spearman entre el T-QoL, el DLQI, el CDLQI y el GQ. Presumimos que las correlaciones de validez convergente entre el T-QoL, el DLQI y el CDLQI serían de moderadas a altas y de moderadas a bajas con el GQ. Los tamaños del efecto se interpretaron como muy bajos (r ≤ 0,3), bajos (r = 0,3–0,49), moderados (r = 0,5–0,7) y altos (r = 0,71–0,9) y muy altos (r > 0,9)23.

La dimensionalidad de las puntuaciones de las pruebas se estudió mediante el análisis en paralelo. Realizamos un análisis factorial confirmatorio (AFC) en un modelo correlacionado de tres factores y en un modelo bifactorial con tres factores de grupo. También se analizaron las magnitudes de la saturación factorial y la varianza del ítem explicada por cada modelo (R2).

Se utilizaron el α de Cronbach y el Omega ω para evaluar la consistencia interna de las pruebas. Las puntuaciones entre 0,7 y 0,9 se consideraron adecuadas, y por encima de 0,9 podían indicar redundancia de los ítems24–26. También analizamos la matriz de correlación de Spearman entre ítems, la correlación ítem-resto corregida de la prueba, la correlación media entre ítems y la Lambda 6 de Guttman (G6)27. Los ítems se consideraron heterogéneos en valores de G6 < 0,7, consistentes cerca de 0,8 o redundantes > 0,928.

La fiabilidad del test-retest se estimó para las tres subescalas y la puntuación total utilizando el coeficiente de correlación intraclase (ICC). Las puntuaciones del ICC < 0,6 se consideraron insuficientes, entre 0,60 y 0,74 buenas y > 0,75 excelentes28. La hipótesis de estabilidad temporal de las pruebas fue encontrar resultados similares entre los participantes que repetían el cuestionario.

Después de revisar las traducciones inversas se propuso cambiar ciertas expresiones cuyo significado tenía diferentes matices en función del idioma (tabla 1). La versión en español del T-QoL se probó en un grupo piloto de ocho participantes con enfermedades de la piel. Todos los participantes contestaron el cuestionario con una viabilidad del 100% y un tiempo de respuesta menor a 3 min. En la pregunta 1 se incluyó un sinónimo del término «cohibido» para una mejor comprensión. La versión en español del T-QoL se publicó en el sitio web de la Universidad de Cardiff en octubre de 2019 (ver Material complementario): https://www.cardiff.ac.uk/medicine/resources/quality-of-life-questionnaires/teenagers-quality-of-life29.

La edad media ± DE de los 133 pacientes fue de 16,1 ± 1,9 años; 60,2% de los pacientes tenían > 16 años y 51,1% eran mujeres. Los diagnósticos incluyeron acné (65,4%), dermatosis eccematosa incluida la psoriasis (10,5%), hiperhidrosis (5,3%), nevus (3,8%), pitiriasis versicolor (3,0%) y otros (12,0%). Una comparación descriptiva de las puntuaciones medias del T-QoL en los dos momentos en que se administró no demostró diferencias significativas (T0: 8,3 ± 6,1; T1: 9,2 ± 6,6; p = 0,4). Estos hallazgos fueron congruentes con el GQ.

No se observaron diferencias estadísticas entre los niños adolescentes menores (12-15,9 años) y los adolescentes mayores (16-19 años) en ninguno de los momentos en los que contestaron el cuestionario (T0: T-QoLadolescentesmenores 7,2 ± 5,2; T-QoLadolescentesmayores 9,1 ± 6,5; p = 0,14; T1: T-QoLadolescentesmenores 9,4 ± 6,6; T-QoLadolescentesmayores 9,4 ± 6,6; p = 0,8). Solo en el dominio 3 las puntuaciones fueron superiores entre los mayores de 16 años (p < 0,05, d = −0,362). La puntuación media del T-QoL fue significativamente mayor en mujeres que en hombres a nivel global (T-QoLmujeres 10,3 ± 6,4; T-QoLhombres 6,3 ± 5,0; p < 0,001; d = −0,693), en los dominios 1 y 3, y en los dos momentos en que se administró la prueba. También encontramos diferencias de género en las evaluaciones del GQ, del CDLQI y del DLQI (GQmujeres 4,9 ± 2,6, GQhombres 3,7 ± 2,6, p < 0,05, d = −0,475; CDLQI/DLQImujeres 4,0 ± 3,6, CDLQI/DLQIvarones 2,7 ± 3,0, p < 0,05, d = −0,385).

La distribución de las puntuaciones de los ítems también se reflejó en las puntuaciones medias del dominio con el dominio 1: la autoimagen tuvo la media (EM) más alta (5,2; rango 0-16) seguido del dominio 3: impacto psicosocial y relaciones (2,1, rango 0-12) y dominio 2: Bienestar físico y aspiraciones futuras (1,2, rango 0–8).

La prueba de Kolmogorov-Smirnov fue significativa para la puntuación total del T-QoL (D = 0,12875; p < 0,001), el DLQI/CLQI (D = 0,209; p < 0,001) y GQ (D = 0,107; p = 0,020). Por lo tanto, no se puede asegurar la normalidad de ninguna de las puntuaciones totales.

Las correlaciones de las puntuaciones totales del T-QoL con el DLQI y el CLQI fueron r = 0,75 y r = 0,63 con el GQ, lo que sugiere que los resultados generales parecen converger moderadamente entre las diferentes herramientas de medición.

Los resultados estadísticos del modelo general ajustado sugirieron un mejor ajuste para el modelo bifactorial que para el modelo de tres factores correlacionados (tabla 2). Se obtuvieron saturaciones menos significativas en el modelo bifactorial en comparación con el modelo factorial general (figs. 2 y 3). No obstante, las cargas factoriales en el modelo bifactorial no alcanzaron valores inferiores a 0,20 excepto los ítems 17 y 18 para el factor del tercer grupo y los ítems 2, 3, 11 y 12 para el factor general. Todas las saturaciones y varianzas de error fueron positivas en ambos modelos. El único ítem que no saturó significativamente en ninguno de los dos modelos fue el ítem 12. Los resultados de R2 muestran que el modelo bifactorial explicó más varianza para cada ítem incluyendo un factor general. Los ítems del dominio 1 (excepto el ítem 7) y los ítems 13, 14 fueron los ítems mejor explicados en ambos modelos. Por lo demás, los ítems 7, 12, 15 y 16 tuvieron el valor de R2 más bajo (<0,30) en los tres modelos.

Figura 2.

Modelo de comprobación de la estructura del T-QoL: modelo de tres factores correlacionados.

SI: autoimagen; PWB: bienestar físico y aspiraciones futuras; PI: impacto psicosocial y relaciones.

(0.37MB).

Figura 3.

Modelo de comprobación de la estructura del TQoL: modelo bifactorial.

SI: autoimagen; PWB: bienestar físico y aspiraciones futuras; PI: impacto psicosocial y relaciones; FG: factor general.

(0.38MB).

Los indicadores de fiabilidad mostraron valores elevados como: α = 0,89 de Cronbach, G6 = 0,91 y Omega ω = 0,91. Estos resultados muestran que los ítems parecen estar estrechamente relacionados entre sí. En la matriz de correlación de Spearman entre ítems, las preguntas 1 a 6 se correlacionan mucho entre sí (coeficiente de correlación > 0,3). Los ítems 11 y 12 tienen correlaciones menos significativas con otros ítems (fig. 4). En la correlación ítem-resto de la prueba, el ítem 12 es el único con correlación < 0,30, siendo el menos correlacionado con el resto de la prueba.

Figura 4.

Matriz de correlación de Spearman.

(0.51MB).

Para el test-retest, 47 pacientes (35% de 133) completaron el segundo conjunto de cuestionarios después de una media de 12,8 días. El ICC fue más alto para la puntuación media total del T-QoL = 0,85 (IC 95% = 0,77–0,91), seguido del dominio 1 = 0,81 (IC 95% = 0,71–0,88), dominio 3 = 0,80 (IC 95% = 0,69–0,87) y dominio 2 = 0,75 (IC 95% = 0,62–0,84).

No se registró el número total de pacientes que acudieron a la consulta de dermatología, ni el número de adolescentes que se negaron a participar durante el reclutamiento. La validación puede verse obstaculizada por el sesgo de respuesta, común a la mayoría de los estudios basados en cuestionarios, aunque se probó positivamente la consistencia y la concordancia con otros instrumentos ampliamente utilizados.

En el test-retest hubo una disminución del tamaño de la muestra, de 133 a 47 (−35%). Sin embargo, los autores decidieron continuar con el análisis, ya que las condiciones de atención médica cambiaron drásticamente durante el periodo de confinamiento (marzo-junio de 2020) de la pandemia de COVID-19. Esta disminución también ocurrió en la validación de la versión original: de 203 a 61 (−30%)16.

Como conclusión, hemos traducido, adaptado y validado con éxito la versión en español del T-QoL. Se trata de la primera versión en un idioma distinto del inglés.

Su implementación en países de habla hispana permitirá ampliar los horizontes de investigación y mejorar el conocimiento de las enfermedades de la piel en los adolescentes, contribuyendo así a mejorar de su calidad de vida.