En este estudio transversal, los pacientes reclutados asistieron a la consulta dermatológica de consultorios privados, centros prestadores de salud y hospitales de 6 diferentes regiones colombianas: nororiental, noroccidental, central y suroccidental. Este estudio se realizó en pleno cumplimiento de la Declaración de Helsinki de 1975, revisada en 1983, y de las normas éticas del Comité de Bioética de la Facultad de Medicina y del Comité de Investigación y Ética de la Fundación Hospital San Vicente (Medellín, Colombia). Se obtuvo el consentimiento informado de todos los pacientes adultos y adolescentes entre 16 y <18años, así como un consentimiento firmado por sus padres o tutores. También se incluyeron a los mayores de 16años de cualquier sexo y con cualquier enfermedad cutánea que firmaran el consentimiento informado. Se excluyó a los pacientes con discapacidad mental.

El DLQI en español utilizado en Colombia aplicado a todos los pacientes es un instrumento de 10 ítems divididos en seis aspectos: actividades de la vida diaria, trabajo/escuela, relaciones personales, ocio, síntomas y sentimientos y terapia. Su puntuación oscila entre 0 y 30: 0-1=ningún impacto; 2-5=impacto leve; 6-10=impacto moderado; 11-20=impacto sustancial y 21-30=impacto extremo en la CdV del paciente. Cuanto mayor es la puntuación, peor es la CdV. Cada ítem del DLQI se responde en una escala de 4 puntos puntuada de la siguiente manera: «nada»=0, «un poco»=1, «mucho»=2 y «muchísimo»=3. Las opciones de respuesta no pertinente (RNP) están disponibles para los ítems 3 a 10.

Las variables cuantitativas se expresaron como medias y desviaciones estándar o mediana y rango intercuartílico (cuartil 1 y cuartil 3), mientras que las variables cualitativas se expresaron como números absolutos y sus frecuencias relativas en porcentajes. Las enfermedades cutáneas se estratificaron como inflamatorias y no inflamatorias. Las opciones de respuesta se expresan en porcentajes para cada ítem. Los efectos suelo y techo se examinaron mediante la proporción de pacientes que alcanzaron las puntuaciones mejor y peor del DLQI, con valores de corte >15%, según lo descrito por McHorney y Tarlov12.

El ítem #7 se evaluó como variable dicotómica («¿Durante la última semana, su problema cutáneo le ha impedido trabajar o estudiar?») y como variable ordinal («Si es que “Sí”, durante la última semana, ¿en qué medida su piel ha sido un problema en el trabajo o en la escuela?»). Para todos los ítems, excepto para el ítem #7, se determinó la matriz de correlaciones policóricas entre ítems, y también para el ítem #7, en su versión dicotómica, se calculó la relación tetracórica con los demás ítems. La consistencia interna se determinó utilizando el coeficiente Omega de McDonald y el coeficiente alfa de Cronbach con sus respectivos intervalos de confianza (IC) del 95%. Los valores >0,70 se consideraron adecuados13,14.

Para el análisis Rash se utilizó el modelo de crédito parcial (PCM) para los ítems politómicos. La evaluación del supuesto de unidimensionalidad y dimensionalidad del instrumento entre enfermedades cutáneas no inflamatorias e inflamatorias se realizó mediante el paralelo de Horn15. A continuación, evaluamos la validez estructural del modelo unidimensional con un análisis factorial confirmatorio, mientras que las medidas de bondad de ajuste se evaluaron mediante el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) con valores <0,05, además del índice de ajuste comparativo (CFI) y el índice de Tucker-Lewis (TLI) con valores >0,9516.

Se examinó el funcionamiento diferencial de los ítems entre subgrupos de pacientes con enfermedades inflamatorias y no inflamatorias y entre sexos y rangos de edad categorizados como: «Joven» ≤45 y «Mayor» >45 años y en 3 grupos: <30, 30-60, >60años) mediante la prueba G de Hedges basada en las diferencias de medias estandarizadas. Se utilizó la clasificación de Fritz et al.17, con 0,20, 0,40 y 0,80 considerados como diferencias baja, media y alta17,18, respectivamente. Además, se evaluó el funcionamiento diferencial de los ítems utilizando el modelo de Mantel-Haenszel19 para ambos sexos y enfermedades inflamatorias y no inflamatorias. El funcionamiento diferencial se estableció con valores de p<0,05, según Holland y Thayer20.

Todos los análisis se realizaron utilizando el programa R versión 4.3.0 y los paquetes mirt, psych, lavaan y MBESS21-25.

En total, se incluyeron 865 pacientes con una edad media de 49,3años (DE: 21; 61% mujeres). Alrededor del 52% de los pacientes no recibían ninguna terapia, el 54% de los pacientes padecían comorbilidades y la mayoría de los pacientes incluidos tenían enfermedades cutáneas no inflamatorias (n=482) (tabla 1).

Las puntuaciones del Dermatology-Life-Quality-Index oscilaron entre 0 y 30, con una mediana de 5 (percentil 25=1; percentil 75=13). La distribución de las puntuaciones de los ítems fue asimétrica, con asimetría positiva para la puntuación total y la distribución de respuestas para cada ítem (figs. 1 y 2 de los datos suplementarios). El efecto suelo12 estuvo presente en todos los ítems (porcentaje de respuesta en la opción «nada» >29%). El efecto techo no estuvo presente en ninguno de los ítems (tabla 2).

La consistencia interna para la versión con el ítem dicotómico #7 mostró un coeficiente Omega de McDonald's de 0,85 (IC95%: 0,84-0,87) y un coeficiente alfa de Cronbach de 0,86 (IC95%: 0,84-0,88). Para la versión con el ítem #7 como ordinal, el coeficiente Omega de McDonald fue de 0,87 (IC95%: 0,85-0,89) y el coeficiente alfa de Cronbach, de 0,85 (IC95%: 0,82-0,87). La matriz de correlaciones se presenta en el Suplemento 3.

El análisis paralelo de Horn indicó la unidimensionalidad del DLQI con una solución de un factor. Un modelo alternativo de dos factores solo incluía el ítem #7 en el segundo factor. Por lo tanto, elegimos el modelo de solución de un factor (fig. 4 de los datos suplementarios). Además, cuando se analizó la validez estructural bajo un modelo unidimensional, los índices de bondad de ajuste mostraron mejores resultados para el modelo que tenía un ítem ordinal #7 con CFI=0,999, TLI=0,998 y RMSEA=0,012 (IC90%: 0,000-0,028) comparado con el ítem dicotómico #7, que mostró CFI=0,999, TLI=0,999 y RMSEA=0,000 (IC90%: 0,000-0,024).

Cuando se realizó el análisis paralelo de Horn estratificando por enfermedad inflamatoria y no inflamatoria de la piel, objetivamos que la primera dimensión incluía el ítem #2, el ítem #3, el ítem #4, el ítem #5, el ítem #6, el ítem #7, el ítem #8, el ítem #9 y el ítem #10, mientras que la segunda dimensión solo incluía el ítem #1, como se observa en la figura 1. La consistencia interna mediante el alfa de Cronbach y el omega de McDonald fue de 0,83 (IC95%: 0,80-0,87) y 0,86 (IC95%: 0,84-0,89), y de 0,58 y 0,58 para la primera y segunda dimensiones, respectivamente. En cuanto a las enfermedades inflamatorias de la piel, la dimensión única incluía todos los ítems, excepto el ítem #7, como se observa en la figura 2. La consistencia interna mediante el alfa de Cronbach y el omega de McDonald fue de 0,73 (IC95%: 0,66-0,81) y 0,80 (IC95%: 0,75-0,84), respectivamente.

Figura 1.

Dimensionalidad del DLQI en la enfermedad inflamatoria.

(0.11MB).

Figura 2.

Dimensionalidad del DLQI en enfermedades no inflamatorias.

(0.11MB).

En cuanto a las enfermedades cutáneas no inflamatorias, la primera dimensión incluía el ítem #2, el #5, el #6 y el #8, y la segunda, el #1, el #3, el #4, el #7, el #9 y el #10, como se observa en la figura 2. La consistencia interna mediante el alfa de Cronbach y el omega de McDonald fue de 0,71 (IC95%: 0,65-0,77) y 0,61 (IC95%: 0,53-0,69), y 0,72 (IC95%: 0,66-0,78) y 0,73 (IC95%: 0,68-0,78) para la primera y segunda dimensiones, respectivamente.

Las figuras 3 y 4 muestran las curvas características de las respuestas de los ítems #1 y #9, respectivamente. Solo el ítem #1 se ajustó al modelo PCM.

Figura 3.

Curvas características de opción para el ítem #1 ajustadas a un modelo de crédito parcial. P1: «Nada», P2: «Un poco», P3: «Mucho», P4: «Muchísimo».

(0.2MB).

Figura 4.

Curvas características de opción para el ítem #9 ajustadas a un modelo de crédito parcial. P1: «Nada», P2: «Un poco», P3: «Mucho», P4: «Muchísimo».

(0.19MB).

El fig. 5 de datos suplementarios describe las curvas características de los ítems utilizando el modelo de crédito parcial (PCM) para ítems politómicos. Por otro lado, la tabla 3 muestra los parámetros de discriminación y dificultad para las opciones de respuesta de cada ítem donde se observa que las opciones «Un poco» y «Mucho» no conservan el orden de las respuestas en ninguno de los ítems excepto en el ítem #1.

Además, en las funciones de información de los ítems se observó un ligero desplazamiento hacia la derecha en todos los ítems hacia los individuos con deterioro de la CdV cercano a +1 desviación estándar (fig. 6 de los datos suplementarios).

Se hallaron diferencias entre pacientes con enfermedad cutánea no inflamatoria e inflamatoria con G Hedges=0,89 (IC95%: 0,73-1,04), pero nunca se hallaron diferencias de género: 0,07 (IC95%: 0,13-0,15) (tabla 4).

El análisis de la función diferencial de los ítems (DIF) mostró que los ítems #2, #5, #8 y #10 tenían una gran DIF en pacientes con patologías no inflamatorias e inflamatorias (tabla 4). El ítem #2 presentaba un gran DIF entre pacientes masculinos y femeninos (Suplemento 7). Además, cuando la edad se categorizó en pacientes menores y mayores de 50años (mediana), los ítems #3 y #6 presentaron grandes DIF (p<0,05), pero cuando la edad se categorizó en 3 grupos (<30, entre 30 y 60 y >60 años) vimos que solo el ítem #3 presentó un gran DIF (p<0,05) (tabla 5).