Download SAR22(2)_Interior 3.indd - Sociedad Argentina de Reumatología

Año 22 • Nº2 • 2011
Año 22 • Nº2 • 2011
Revista Argentina de
REUMATOLOGÍA
Sociedad Argentina de Reumatología
SOCIEDAD ARGENTINA
DE REUMATOLOGÍA
Revista Argentina de
REUMATOLOGÍA
Fundada por el Dr. Armando Maccagno
SOCIEDAD
ARGENTINA DE
REUMATOLOGÍA
COMISIÓN
DIRECTIVA
2011-2013
Presidente
Dr. Bernardo A. Pons-Estel
Vicepresidente
Dr. Gustavo Citera
Presidente anterior inmediato
Dr. Horacio O. Venarotti
Secretario
Dr. Enrique R. Soriano
Tesorero
Dr. Oscar L. Rillo
Vocales titulares
Dra. Alejandra Babini
Dra. Mercedes A. García
Dra. Mónica P. Sacnun
Dr. Marcos G. Rosemffet
Dr. Gustavo C. Casado
Dr. Augusto M. Riopedre
Directores
José Maldonado Cocco
Julio Hofman
Comité de Revisión
Daniela Battaglia
Rafael Chaparro del Moral
Susana Metta
Virginia Ortíz
Mariano Rivero
Dario Scublinsky
Comité de Honor
Roberto Arana
Carlos Battagliotti
María L. Sormani de Fonseca
Carlos Onetti
Simón Palatnik
Ana A. Porrini
Luis Seijo
Alberto Strusberg
Vocales suplentes
Dra. Gladys M. Seleme
Dra. Emma Civit
Dr. Eduardo J. Scheines
Dr. José Luis Moreno
(ad referéndum nuevo estatuto)
Dr. Javier E. Rosa
(ad referéndum nuevo estatuto)
Comité Científico Nacional
Alfredo Arturi
Alberto Berman
Luis J. Catoggio
Gustavo Citera
Diana Dubinsky
Ernesto Gutfraind
Juan Carlos Marcos
Silvia Martins
Osvaldo D. Messina
Sergio Paira
Adriana Pérez Dávila
Oscar Rillo
Horacio Venarotti
Diana Zoruba
Comité Científico Internacional
Graciela S. Alarcón
Mary Carmen Amigo
Roberto Arinoviche
Juan Canoso
Ricardo Cervera
Luis R. Espinoza
Emilio Martín Mola
Yehuda Shoenfeld
María E. Suárez Almazor
Revisores de cuentas
Dr. Roberto Báez
Dr. Cristóbal D. Heredia
Foto de tapa:
"Escuela de Atenas"
Rafael Sanzio
1510-1511
SAR22(2)_Interior 3.indd 1
Publicación trimestral
© MV Comunicación &
Marketing® 2011
Reservado todos los derechos.
Ninguna parte de esta publicación
puede ser reproducida en ninguna
forma o medio alguno, electrónico
o mecánico, incluyendo las fotocopias, grabaciones u otro sistema de
información sin la autorización por
escrito del titular del copyright
La Revista Argentina de
Reumatología se distribuye
exclusivamente entre los
profesionales de la medicina.
La Revista Argentina de
Reumatología es una publicación
de la Sociedad Argentina de
Reumatología (SAR).
Av. Callao 384, piso 2, dpto. 6,
(C1022AAQ) Buenos Aires.
ISSN 0327-4411
Editada por
MV Comunicación & Marketing®
Director: Máximo Oberländer
Alvarez Condarco 2550- Beccar
(1643) Pcia. de Buenos Aires
Tel./Fax: (54-11) 4719-6399
E-mail: [email protected]
www.mvcomunicacion.com
6/23/11 4:25 PM
[ sumario ]
06
Editorial
Acerca de la validación de escalas y cuestionarios
Claudio González, Darío Scublinsky
10
Artículo original
Desalineación articular en pacientes con artritis reumatoidea y
su correlación con el daño radiológico
F.A. Sommerfleck, E.E. Schneeberger, M. Salcedo,
G. Rodriguez Gil, M.G. Rosemffet, J.A. Maldonado Cocco,
G. Citera
21
Artículo original
Validación de una versión argentina del Health Assessment
Questionnaire-II (HAQ-II)
C.A. Waimann, G. Citera, F.M. Dal Pra, M.F. Marengo, E.E.
Schneeberger, M. Sanchez, Susana Gagliardi, J.A. Maldonado
Cocco, A. Garone, R.E. Chaparro del Moral, O.L. Rillo,
M. Salcedo, J.E. Rosa, F. Ceballos, E. Soriano, L. Catoggio
31
Artículo original
Validación del cuestionario RAPID3 en una cohorte de
pacientes con artritis reumatoidea temprana y establecida,
y su correlación con otros índices de actividad
Hernán Maldonado Ficco, Rodolfo S. Pérez Alamino, Emilce E.
Schneeberger, José A. Maldonado Cocco,
Gustavo Citera
42
Artículo original
Validación y adaptación cultural de una versión argentina del
cuestionario para calidad de vida PsAQoL en pacientes con
artritis psoriática
Tomás Cazenave, José A. Maldonado Cocco, Gustavo Citera
SAR22(2)_Interior 3.indd 2
6/23/11 4:25 PM
[ contents ]
06
Editorial
Talking about validation of scales and questionnaires
Claudio González, Darío Scublinsky
10 Article
Joint malalignment in patients with rheumatoid arthritis and its
correlation with joint damage
F.A. Sommerfleck, E.E. Schneeberger, M. Salcedo,
G. Rodriguez Gil, M.G. Rosemffet, J.A. Maldonado Cocco,
G. Citera
21 Article
Validation of an Argentine version of the Health Assessment
Questionnaire-II (HAQ-II)
C.A. Waimann, G. Citera, F.M. Dal Pra, M.F. Marengo, E.E.
Schneeberger, M. Sanchez, Susana Gagliardi, J.A. Maldonado
Cocco, A. Garone, R.E. Chaparro del Moral, O.L. Rillo, M.
Salcedo, J.E. Rosa, F. Ceballos, E. Soriano, L. Catoggio
of RAPID3 questionnaire in a cohort of patients with
31 Validation
early and established rheumatoid arthritis and its correlation
Article
with other activity indices
Hernán Maldonado Ficco, Rodolfo S. Pérez Alamino, Emilce E.
Schneeberger, José A. Maldonado Cocco,
Gustavo Citera
42
Article
Validation and cultural adaptation of an Argentine version
of the Psoriatic Arthritis Qualiy of Life (PsAQoL) Questionnaire
Tomás Cazenave, José A. Maldonado Cocco, Gustavo Citera
SAR22(2)_Interior 3.indd 3
6/23/11 4:25 PM
[ editorial ]
Acerca de la validación
de escalas y cuestionarios
Claudio González1 y Darío Scublinsky2
Bioestadística y Metodología de la Investigación,Universidad Católica Argentina.
Epidemiología, FEFyM. Farmacología, UBA.
1
2
En el terreno de la investigación clínica y aun de la práctica
médica actual, es cada día más común el empleo de
cuestionarios y escalas de evaluación cuya aplicación merece
una serie de consideraciones que conviene tener presente.
En principio, todo cuestionario es una herramienta
metodológica y, en consecuencia, caben para su
administración juiciosa los mismos principios que rigen a la
aplicación de otros instrumentos tales como una balanza, un
tensiómetro, un resonador magnético.
No caben dudas acerca de que los cuestionarios
propiamente dichos, o los cuestionarios con escalas,
constituyen hoy la técnica de obtención de datos más
empleada en la investigación clínica. Se trata de herramientas
efectivas, poco costosas, que permiten la evaluación a un
gran número de participantes con una relativa facilidad y
permiten el análisis y el entendimiento del comportamiento
de variables que resultaría dificultoso a través de otras
vías. Nos permite obtener descripciones apropiadas, datos
categóricos y, cuando se llevan a cabo de manera apropiada,
universalizarlos.
Tanto las entrevistas como los cuestionarios basan
su información en la validez de la información verbal de
percepciones, sentimientos, actitudes o conductas que
transmite el encuestado, información que, en muchos casos,
es difícil de contrastar y traducir a un sistema de medida,
a una puntuación. Es esta característica lo que hace tan
complejo establecer los criterios de calidad de este tipo de
instrumentos.
El proceso de construcción y validación de un
cuestionario/escala de medida es relativamente complejo
y requiere el conocimiento teórico claro del aspecto que
queremos medir, así como poseer conocimientos estadísticos
y metodológicos adecuados. Lo que se pretende es garantizar
que al cuestionario que se diseñe se le puedan aplicar los
mismos criterios de validez y fiabilidad que exigimos a
otros instrumentos tan precisos como una balanza. Por
tanto, como todo instrumento de medida, debe reunir las
siguientes características:
1. Ser adecuado para el problema de salud que se pretende
medir (teóricamente justificable -validez de contenido) e
intuitivamente razonable.
2. Ser válido, en el sentido de ser capaz de medir aquellas
características que pretenden medir y no otras.
3. Ser fiable, preciso, es decir, con un mínimo de error en
la medida.
4. Ser sensible, que sea capaz de medir cambios tanto en los
diferentes individuos como en la respuesta de un mismo
individuo a través del tiempo.
5. Delimitar claramente sus componentes (dimensiones),
de manera que cada uno contribuya al total de la escala
de forma independiente (validez de constructo).
6. Estar basado en datos generados por los propios
pacientes.
7. Ser aceptable por pacientes, usuarios, profesionales e
investigadores (viable).
Finalmente, la validez del constructo implicará el grado
en que el instrumento de medida refleja las teorías relevantes
del fenómeno que mide.
Dado que lo que se está diseñando es una escala de
medición que permita tener una puntuación de un aspecto
de la salud, y poder comparar la de diferentes individuos
o la del mismo individuo en diferentes momentos, se debe
asegurar que el instrumento de medida sea fiable y válido.
Para ello recordemos que la fiabilidad es el grado en
que un instrumento mide con precisión, sin error. Indica
la condición del instrumento de ser capaz de ofrecer en su
uso repetido resultados veraces y constantes en condiciones
similares de medición.
La fiabilidad de un instrumento de medida se valora
a través de la consistencia, la estabilidad temporal, la
concordancia interobservadores y la repetibilidad.
La validez es el grado en que un instrumento mide
Correspondencia
E-mail:[email protected]
6
SAR22(2)_Interior 3.indd 6
C. González et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 06-08
6/23/11 4:27 PM
aquello que realmente pretende medir o sirve para el
propósito para el que ha sido construido.
La adaptación o traducción de escalas es una práctica
muy útil en investigación, pero no por ello es simple. Resulta
de extrema utilidad cuando un instrumento aplicado en otras
partes del mundo ha demostrado ser efectivo. El proceso de
traducción y adaptación de una escala requiere algo más que
la traducción de la lengua origen a la lengua de destino: es
necesario asegurar que las puntuaciones obtenidas con el
test traducido sean equivalentes a las obtenidas con el test
original.
Para alcanzar esa equivalencia, hay que considerar
cuatro aspectos del proceso: 1) el contexto cultural donde
se va a realizar la adaptación, 2) aspectos técnicos del propio
desarrollo y adaptación del test, 3) administración del test,
y 4) interpretación de las puntuaciones. En definitiva, es
necesario asegurar que el instrumento de medida presenta
las mismas propiedades métricas en las dos culturas
(origen y destino), y que, por lo tanto, la interpretación
de las puntuaciones sea la misma, es decir, que exista una
equivalencia métrica.
Hoy en día, la utilidad de estas escalas/cuestionarios no
se discute, y su aporte al entendimiento de enfermedades tan
complejas como las reumáticas resulta de máxima relevancia.
Sin embargo, una adecuada comprensión de sus límites y
alcances, así como una clara apreciación de la importancia
de su correcta elaboración y aplicación son centrales
para su correcta interpretación tanto en el contexto de la
investigación como en el de la práctica clínica.
3. Badía X, Carné X. La evaluación de la calidad de vida en el
contexto del ensayo clínico. Med Clin 1998; 110: 550-556.
4. Bulloch B, Tenenbein M. Validation of 2 pain scales for use
in the pediatric emergency department. Pediatrics. 2002
Sep;110(3):e33.
5. Escriba V, Mas R, Cárdenas M, Pérez S. Validity of a job
stressors measurement scale in nursing staff: the nursing
stress scale. Gaceta Sanitaria 1999; 13(3): 191-200.
6. Dawson B, Trapp R. Bioestadística médica. MM 2005: 255272.
7. Martínez-Martín P, Carroza-García E, Frades-Payo B, Rodríguez-Blázquez C, Forjaz MJ, de Pedro-Cuesta J; Grupo
ELEP. Psychometric attributes of the Scales for Outcomes
in Parkinson’s Disease-Psychosocial (SCOPA-PS). Rev
Neurol. 2009 Jul 1-15;49(1):1-7.
8. Praena Crespo M, Lora Espinosa A, Aquino Llinares N,
Sánchez Sánchez AM, Jiménez Cortés A. The Spanish version of the Newcastle Asthma Knowledge Questionnaire
for parents of children with asthma (NAKQ). Transcultural
adaptation and reliability análisis. An Pediatr (Barc). 2009
Mar;70(3):209-17.
9. Schneider A, Szecsenyi J, Barie S, Joest K, Rosemann T. Val-
Bibliografía
1. Alonso J, Prieto L, Antó JM. The Spanish version of the
idation and cultural adaptation of a German version of the
Physicians’ Reactions to Uncertainty scales. BMC Health
Serv Res. 2007 Jun 11;7:81.
Nottingham Health Profile: a review of adaptation and instrument characteristics. Qual Life Res 1994; 3(6): 385-393.
2. Alonso J, Prieto L, Antó JM. La versión española del SF-36:
un instrumento para la medida de los resultados clínicos.
Med Clin 1995; 1.104: 771-776.
8
SAR22(2)_Interior 3.indd 8
C. González et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 06-08
6/23/11 4:27 PM
[ artículo
original ]
Desalineación articular en pacientes con artritis
reumatoidea y su correlación con el daño radiológico
F.A. Sommerfleck, E.E. Schneeberger, M. Salcedo, G. Rodriguez Gil, M.G. Rosemffet, J.A. Maldonado Cocco,
G. Citera
Sección Reumatología, Instituto de Rehabilitación Psicofísica, Buenos Aires.
Resumen
Summary
En la Artritis Reumatoidea (AR), la inflamación persistente lleva a daño
estructural del hueso y del cartílago articular con la consecuente deformidad. Hasta el momento se han desarrollado pocos instrumentos para
medir la desalineación y ellos no han sido suficientemente testeados.
Objetivo: Evaluar la utilidad del instrumento de evaluación Joint Alignment and Motion Scale (JAMS) como método clínico para determinar
desalineación en pacientes con AR y su correlación con el daño radiológico medido por el score de Larsen. Determinar los posibles factores
clínicos y/o funcionales asociados a desalineación en estos pacientes.
Métodos: Se incluyeron pacientes consecutivos del Instituto de Rehabilitación Psicofísica con diagnóstico de AR (ACR ‘87) con un tiempo
de seguimiento no menor a cuatro años. Se evaluó la fuerza de puño
por dinamómetro JAMAR y se realizó un test de rango de movimiento y deformidad articular (JAMS) en ambas manos. Radiografías de
manos frente al inicio y al final del seguimiento fueron leídas por el
índice radiológico de Larsen y un índice radiológico de desalineación.
Los pacientes completaron un cuestionario sobre el ítem de destreza
derivado de Arthrithis Impact Measurement Scales (AIMS).
Resultados: Se incluyeron 101 pacientes, el 86,1% de sexo femenino
con una edad mediana de 53 años (RIC 45-62). La mediana de tiempo
de evolución de la artritis fue de 9,3 años (RIC 7-13).
De los 101 pacientes incluidos se observó desalineación en 19, los
cuales presentaban mayor número de articulaciones inflamadas al inicio de la enfermedad y en el momento de la evaluación, mayor tiempo
de evolución de la AR y mayor ERS versus los pacientes sin desalineación. Al comparar las características radiológicas y funcionales entre
pacientes con y sin desalineación se observó que los pacientes con
desalineación presentaban significativamente mayor JAMS, mayor
índice de Larsen, mayor desalineación radiológica, menor JAMAR y
menor destreza medida por AIMS. En el análisis de regresión logística, las dos variables que surgieron como predictoras de desalineación
resultaron ser el número de articulaciones inflamadas al inicio de la
enfermedad, OR=1,19 (IC 95% 1,07-1,33, p=0,001) y el tiempo de
evolución de la enfermedad, OR=1,01 (IC 95% 1,00-1,03, p=0,007).
Conclusiones: El JAMS es un índice simple, reproducible y con buena
correlación con el daño anatómico. Las principales variables asociadas con desalineación en nuestros pacientes con AR fueron mayor
tiempo de evolución de la enfermedad y mayor número de articulaciones inflamadas al inicio de la misma.
Rheumatoid Arthritis (RA) is a persistent inflammatory disease which
leads to structural damage to the cartilage and bone resulting in joint
deformity. There are very few instruments to measure malalignment
in RA patient and they are not properly validated.
Objective: To evaluate the performance of the Joint Alignment and
Motion Scale (JAMS) in RA patients, its correlation with joint damage and to determine possible predictors of malalignment in those
patients.
Methods: Consecutive, ambulatory RA patients were included. Grip
strength was measure using JAMAR dynamometer. Hands malalignment was determined by JAMS. Hands X Rays at the beginning of the
disease and after follow up were performed and read using Larsen
Score. The Arthritis Impact Measurement Scale (AIMS) was used to
evaluate dexterity.
Results: We included 101 patients, 86.1% female, with a median
age of 53 years (IQR 45-62), and median disease duration 9.3 years
(IQR 7-13). Malalignment was observed in 19 patients. Those patients had more swollen joints, more disease duration, and greater
ESR levels compared with patients without malalignment. They also
showed greater radiological damage, less grip strength, and less
dexterity. In the regression analysis, more swollen joints in the beginning of the disease and more disease duration appeared as the
strongests predictors of malalignment.
Conclusion: JAMS is a simple test to determine malalignment and
showed good correlation with radiological damage. High disease activity at the beginning and longer disease duration were variables
most commonly associated with malalignment.
Correspondencia
Gustavo Citera, Instituto de Rehabilitación Psicofísica.
E-mail: [email protected]
10
SAR22(2)_Interior 3.indd 10
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
6/23/11 4:27 PM
Introducción
La AR es una enfermedad inflamatoria crónica que cur-
tró ser un método rápido, económico, capaz de evaluar la
sa con inflamación simétrica de pequeñas y grandes
movilidad articular y correlacionar con la severidad de la
articulaciones y compromiso sistémico. La inflamación
enfermedad11.
persistente lleva a la destrucción ósea y del cartílago
Por esto, nos propusimos evaluar la utilidad del JAMS
articular. La deformación articular surge de la desor-
como método clínico para determinar desalineación en
ganización articular y de las estructuras de apoyo. Los
pacientes con AR y correlacionar el grado de desalinea-
tendones pierden función no sólo por el estiramiento se-
ción medido por JAMS con el daño radiológico medido
cundario al derrame articular, sino también por su propia
por el índice radiológico de Larsen. También analizamos
inflamación . El daño articular y de estructuras vecinas
los posibles factores clínicos y/o funcionales asociados a
sumadas a la desorganización de las articulaciones ocasio-
desalineación en estos pacientes con AR.
1,2
na una gran limitación funcional .
3,4
El pinzamiento, el daño erosivo y la desalineación son
las lesiones más frecuentemente observadas en pacientes
con AR. Los dos primeros son objetivados en la mayoría
de los índices de daño radiológico (Larsen, Sharp, van der
Heijde) 5,6,7; en cambio la desalineación no es considerada en los índices radiológicos ni tampoco existe un índice
clínico aceptado que permita cuantificar la magnitud y el
Material y métodos
Se incluyeron pacientes en forma consecutiva con diagnóstico de AR según criterios ACR '87 12 con un tiempo
de seguimiento no menor a cuatro años, con el fin de evaluar el momento de aparición de las deformidades. Todos
aquellos con antecedentes de cirugía de manos, enfer-
impacto de la deformidad de las manos en la capacidad
medad neurológica que comprometiera a los miembros
funcional de los pacientes. El goniómetro es utilizado
superiores y pacientes con otras enfermedades del tejido
para determinar los ángulos articulares, pero consume
conectivo fueron excluidos.
tiempo y la mayoría de los reumatólogos no están fami-
Se consignaron datos sociodemográficos (sexo, edad,
actividad laboral, nivel de fuerza requerida, jornada labo-
liarizados con su uso.
Las escalas de movilidad articular y deformidad de-
ral y años de trabajo), datos relacionados a la enfermedad
sarrolladas hasta el momento son el Joint Alignment and
de base (edad al diagnóstico, tiempo de evolución, mani-
Motion Scale (JAMS) , la Escuela Paulista de Medicina -
festaciones extraarticulares), presencia de enfermedades
Range of Motion (EPM-ROM) y el Dijkstra compositive
comórbidas. Se registró el número de articulaciones
8
9
score10, este último utilizado en artritis idiopática juvenil.
Todas han encontrado una buena correlación tanto con
los índices radiológicos como con el daño articular.
El JAMS fue desarrollado en 1987 por Spiegel y col. 8
y se evalúa mediante la estimación visual de la deformidad. Este índice asigna un puntaje de 0 a 4 de acuerdo al
porcentaje de desalineación y disminución del rango de
movimiento en cada articulación, siendo 0 normal y 4
inflamadas y dolorosas, HAQ-A (Health Assessment
Questionnaire versión argentina13) y eritrosedimentación (ERS) en el inicio de la enfermedad y en la última
consulta. Se chequeó además la positividad para el factor
reumatoideo (FR). También se consideró el tratamiento
recibido como esteroides y drogas modificadoras de la
AR (DMAR).
luxación completa. Para nuestro conocimiento, este ins-
A todos los pacientes se les evaluó la fuerza de puño
trumento fue testeado solo en una pequeña cohorte de
por dinamómetro JAMAR y se realizó un test de rango
pacientes con AR de largo tiempo de evolución y demos-
de movimiento y deformidad articular (JAMS) en ambas
12
SAR22(2)_Interior 3.indd 12
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
6/23/11 4:27 PM
manos por dos médicos reumatólogos que previamente
Terapia Ocupacional dentro de los primeros 6 meses de
mostraron buena correlación en la evaluación del mismo
la primera consulta.
(CCI 0,92, IC 95% 0,75-0,98, p=0,001).
Para el análisis estadístico de acuerdo al valor de
La escala JAMS evalúa 44 articulaciones (hombros,
JAMS, los pacientes fueron clasificados en alineados y
codos, muñecas, metacarpofalángicas, interfalángicas
desalineados con un nivel de corte de 2. Las variables ca-
proximales y distales, caderas, rodillas, tobillo, subastra-
tegóricas se compararon por el test de Chi 2 o test exacto
galina, metatarsofalángicas). Asigna un puntaje de 0 a 4
de Fisher, determinando OR (IC 95%) en el análisis uni-
de acuerdo al porcentaje de desalineación y disminución
variado. Las variables continuas fueron expresadas como
del rango de movimiento (RM) en cada articulación,
mediana y rango intercuartilo (RIC) y comparadas por
siendo 0 cuando el RM es normal y la articulación está
test paramétrico T de Student con prueba de homoge-
alineada; 1 = 0-5% de disminución del RM o ligera
neidad de varianzas de Levene. La correlación entre el
desalineación; 2 = 6%-25% de disminución del RM y
JAMS y otras variables se realizó mediante el test de
moderada desalineación; 3 = 26%-75% de disminución
Spearman.
del RM o subluxación de la articulación; y 4 = 76%-100%
Aquellas variables con un valor de p menor a 0,1 en
de disminución del RM, luxación completa o artroplastia
el análisis univariado fueron introducidas en un modelo
de dicha articulación. El score total del JAMS deriva del
de regresión logística múltiple de interacción, utilizan-
promedio de todas las articulaciones.
do el dato dicotómico de desalineación como variable
Se obtuvieron radiografías de manos frente al ini-
dependiente. Un valor de p menor a 0,05 se consideró
cio y al final del seguimiento, las cuales fueron leídas
significativo. El análisis de los datos se realizó utilizando
por el índice de Larsen. También se efectuó la lectu-
el programa SPSS versión 15.
ra de las radiografías mediante un índice radiológico
de desalineación; el mismo evalúa la alineación de las
metacarpofalángicas, las interfalángicas proximales,
carpometarcarpiana, intracarpiana, radiocarpiana y la
radiocubital distal. Otorga un valor de 0 para la alineación y de 1 para la desalineación del carpo, y para las
articulaciones metacarpofalángicas y próximas interfalángicas 0 normal, 2 subluxación y 4 luxación14. El score
deriva del promedio de todas las articulaciones.
Todas las radiografías fueron evaluadas por un
observador independiente con buena correlación intraobservador (Coeficiente de Correlación Intraclase
CCI >0,80), quien desconocía las características de los
pacientes evaluados.
Los pacientes completaron un cuestionario correspondiente al ítem de destreza de la escala AIMS15
(Arthrithis Impact Measurement Scales) que fue medido mediante escala visual analógica (EVA). Se consideró
Características
Manifestaciones extraarticulares
Factor reumatoideo (+)
Desórdenes endocrinológicos
Hipotiroidismo
Hipertiroidismo
Diabetes
Tratamiento
Terapia ocupacional
Esteroides
Drogas de acción mediata (DMAR)
Combinación de 2 DMAR
Combinación de 3 DMAR
Categorías laborales
Vendedores
No calificados
Operarios
Oficinistas
Desocupados
ARn(%)
83 (82,2)
91 (90,1)
14 (13,9)
2 (1,98)
3 (2,97)
70 (69,3)
98 (97)
101 (100)
52 (51,5)
4 (3,96)
33 (34,4)
27 (28,1)
13 (13,5)
11 (11,5)
17 (16,8)
Tabla 1. Características clínicas en 101 pacientes con AR.
también la concurrencia de los pacientes al servicio de
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
SAR22(2)_Interior 3.indd 13
13
6/23/11 4:27 PM
Características
Pacientes
(n=101)
Alineados
n=82
Desalineados
n=19
Sexo femenino n (%)
70 (85,4)
17 (89,4)
NS
Edad (años) m (RIC)
52 (45-62)
55 (42-64)
NS
Nódulos n (%)
22 (26,8)
9 (47,3)
NS
Factor reumatoideo (+) n (%)
73 (89)
18 (94,7)
NS
Tiempo de evolución de AR (años) m (RIC)
9 (7-12,2)
12 (9,1-17)
0,007
Articulaciones inflamadas al inicio de AR m (RIC)
8,5 (3-13)
14 (10-20)
0,001
Articulaciones inflamadas en la última evaluación m (RIC)
2 (0-4)
5 (1-13)
0,02
ERS (mm/h) m (RIC)
33 (20-50,5)
51 (27,5-63,7)
0,053
HAQ-A m (RIC)
0,38 (0,12-1)
0,75 (0,25-1,62)
NS
Dosis acumulada de esteroides (g) m (RIC)
8,67 (3,8-15,4)
9,92 (5,7-19)
NS
Tratamiento combinado n (%)
47 (57,3)
9 (47,3)
NS
Evolución de AR al inicio de los esteroides (meses) m (RIC)
12 (1-24)
13 (3-48)
NS
Evolución de AR al inicio de la DMAR (meses) m (RIC)
16 (8-35)
24 (12-36)
NS
p
Tabla 2. Comparación de datos sociodemográficos, clínicos y terapéuticos entre pacientes con AR alineados y desalineados.
14
SAR22(2)_Interior 3.indd 14
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
6/23/11 4:27 PM
Variables
Pacientesn=101
Alineados
m(RIC)
Desalineados
m(RIC)
p
JAMS
1,2
(0,7 – 1,5)
2,54
(2,3 – 2,8)
0,0001
Índice radiológico de Larsen
1,03
(0,9 – 1,2)
1,6
(1,1 – 1,8)
0,0001
Desalineación radiológica
0,58
(0,3 – 0,8)
1,41
(1 – 1,7)
0,0001
JAMAR derecho (fuerza de puño)
16,3
(12,6 – 21,3)
11,6
(4,6 – 16,3)
0,006
AIMS (destreza)
10,9
(1,9 – 29,9)
24,8
(13 – 44,2)
0,002
M: mediana, RIC: rango intercuartilo.
Tabla 3. Comparación de características radiológicas y funcionales entre pacientes con AR con y sin desalineación.
Resultado
Se incluyeron 101 pacientes, 87 (86,1%) eran de sexo fe-
enfermedad y en la última evaluación en pacientes ali-
menino y la mediana de edad fue de 53 años (RIC 45-62).
neados y desalineados.
La edad mediana al diagnóstico de la AR fue de 44 años
Cuando comparamos las características radiológicas
(RIC 32-52) y la mediana de tiempo de evolución de la
y funcionales entre pacientes sin y con desalineación se
artritis fue de 9,3 años (RIC 7-13).
observó que los pacientes con desalineación presentaban
Las características clínicas de los pacientes incluidos
significativamente mayor escala de JAMS, peor índice
se describen en la Tabla 1, cabe destacar que 91 (91%) eran
radiológico de Larsen, mayor desalineación radiológi-
seropositivos para FR y 14 (13,9%) tenían antecedentes de
ca, menor fuerza de puňo y menor destreza por AIMS
hipotiroidismo.
(Tabla 3).
De los 101 pacientes incluidos, se observó desalinea-
El índice de JAMS presentó buena correlación con el
ción en 19 (18,8%), mientras que 82 (81,2%) no mostraron
índice radiológico de Larsen (r: 0,67), así como también
desalineación, tomando como valor de corte el JAMS >2.
con otros parámetros de evaluación de la enfermedad
Al comparar las características sociodemográficas y
(Tabla 4).
relacionadas a la enfermedad entre los pacientes con y sin
En el análisis de regresión logística, las dos varia-
desalineación, encontramos que los pacientes con desali-
bles que surgieron como predictoras de desalineación
neación presentaron mayores parámetros de actividad de
fueron el mayor número de articulaciones inflamadas
la enfermedad (mayor número de articulaciones inflama-
al inicio de la enfermedad OR=1,19 (IC 95% 1,07-1,33,
das al inicio de la enfermedad, en la última evaluación
p=0,001) y el mayor tiempo de evolución de la enferme-
y mayor ERS) (Tabla 2). En la Figura 1 se representa la
dad, OR=1,01 (IC 95% 1,00-1,03, p=0,007) con un 86%
diferencia de articulaciones inflamadas al inicio de la
de capacidad de clasificación del modelo (Tabla 5).
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
SAR22(2)_Interior 3.indd 15
15
6/23/11 4:27 PM
Discusión
Variables
JAMS
r(Spearman)
Índice de Larsen
0,67*
Índice de desalineación
0,60*
Tiempo de evolución de la AR
0,39**
JAMAR
0,38**
neación articular con consecuente limitación funcional,
HAQ-A
0,33**
la cual puede afectar la calidad de vida. Sin embargo, no
Articulaciones inflamadas al inicio de la AR
0,25**
existe un índice clínico aceptado que permita cuantificar
AIMS
0,25**
la magnitud del impacto de la deformidad de las manos
Años de trabajo
0,06
en la capacidad funcional de los pacientes.
La artritis reumatoidea es una enfermedad inflamatoria
crónica y progresiva que lleva a la destrucción ósea y del
cartílago articular, produciendo deformación y desali-
*: p=0,0001, **: p=0,01.
Las escalas de movilidad articular y deformidad desarrolladas hasta el momento son el Joint Alignment and
Tabla 4. Correlación entre JAMS y diferentes parámetros de evaluación
de la AR.
Motion Scale (JAMS)8 , la Escuela Paulista de Medicina
- Range of Motion (EPM-ROM)9 y el Dijkstra compositive score10.
La EPM-ROM fue desarrollada en 1990 y se basa en
la evaluación del rango de movimiento de grandes y pequeñas articulaciones. El índice para cada movimiento
varía de 0 (movimiento absoluto) a 3 (severa limitación),
se evalúan 10 articulaciones teniendo un puntaje máximo
de 30. Este índice presentó buena correlación inter e intraobservador, pero baja correlación con la actividad de
la enfermedad.
Figura 1. Comparación de articulaciones inflamadas en pacientes con
AR alineados y desalineados al inicio de la enfermedad y en la última
evaluación.
16
SAR22(2)_Interior 3.indd 16
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
6/23/11 4:27 PM
IC95%paraEXP(B)
B
Error
Standard
Sig
OR
Inferior
Superior
Tiempo de evolución
a la AR
,016
,006
,007
1,016
1,004
1,029
N° articulaciones
inflamadas al inicio
,182
,056
,001
1,199
1,075
1,338
N° articulaciones
inflamadas actuales
,065
,048
,177
1,067
,971
1,172
ERS
,024
,012
,057
1,024
,999
1,049
Constante
-7,232
1,582
,000
,001
Variable dependiente = presencia de desalineación según índice de JAMS > 2.
Tabla 5. Principales variables predictoras de desalineación en pacientes con AR. Modelo de regresión logística múltiple.
El índice de Dijkstra evalúa la presencia de infla-
midad con HLA-DRB1 en pacientes con AR.
mación, osteopenia, pinzamiento, quistes, erosiones y
Según nuestra experiencia, el JAMS es un método
desalineación en pacientes con Artritis Juvenil Idiopá-
simple, rápido para realizar y con buena correlación in-
tica.
tra e interobservador aparte de correlacionar bien con
Nosotros preferimos utilizar el JAMS en nuestro es-
otras variables.
tudio, ya que es un método simple con buena correlación
En nuestro estudio, hemos observado que un 18,8%
con el daño anatómico. Es uno de los más utilizados y
de nuestros pacientes presentaban desalineación; este
permite evaluar en forma rápida y sencilla la desalinea-
porcentaje es menor al encontrado en el estudio de Par-
ción.
ker JW y col11. Esto puede deberse a que en este estudio
El JAMS fue testeado en una sola oportunidad por
se utilizó una pequeña cohorte de pacientes con AR de
Parker y col. Este último estudio incluyó 30 pacien-
largo tiempo de evolución (x:18 años) comparado a nues-
tes y tuvo buena correlación intra e interobservadores
tro grupo (x:12 años).
(reumatólogos, terapistas ocupacionales y kinesiólo-
Nuestros pacientes con desalineación presentaron
gos) y también con la clase funcional de Steinbrocker y
mayores parámetros de actividad de la enfermedad refle-
la severidad de la enfermedad. En este estudio, un 66%
jado en un mayor número de articulaciones inflamadas
presentaron desalineación (JAMS >2).
al inicio de la enfermedad y en el momento de la evalua-
Cranney y col.
desarrollaron otro índice de de-
ción, mayor ERS y además estos pacientes tenían mayor
formidad. En este estudio, como en otro realizado
tiempo de evolución. La desalineación articular tuvo un
posteriormente por Jin-Young Min y col. se pudo
impacto negativo en la capacidad funcional de nuestros
observar la relación de la limitación articular y la defor-
pacientes, que si bien no se vio reflejada en el HAQ, sí
16
17
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
SAR22(2)_Interior 3.indd 17
17
6/23/11 4:27 PM
se asoció con menor fuerza de puňo y menor destreza.
5. van der Heijde D. Radiographic imaging: the gold stan-
Es probable que el HAQ como evaluación global de la
dard for assessment of disease progression in rheumatoid
capacidad funcional no tenga la sensibilidad suficiente
arthritis. Rheumatology 2000;39(1):9-16.
para captar este deterioro, sin embargo la utilización de
cuestionarios más específicos como el AIMS sí puede determinarlo.
De acuerdo a nuestro estudio, el JAMS es un índice simple, reproducible y con buena correlación con el
6. Swinkels HL, Laan RF, van’t Hof MA, van der Heijde
DM de Vries N, van Riel PL. Modified Sharp Method:
Factors Influencing Reproducibility and Variability. Semin Arthritis Rheum 2001;31(3):176-90.
daño anatómico. Las principales variables predictoras
de desalineación fueron el número de articulaciones
7. Arvi Larsen. A Radiological Method for Grading the Se-
inflamadas al inicio de la enfermedad y el tiempo de evo-
verity of Rheumatoid Arthritis. Scand J Rheumatol 1975;
lución de la misma. Se requieren más estudios a fin de
4(4):225-33.
explorar esta herramienta y tener un conocimiento más
profundo de la misma y que permita evaluar el impacto
8. Spiegel TM, Spiegel JS, Paulus HE. The joint alignment
de la desalineación articular en las actividades diarias de
and motion scale: a simple measure of joint deformi-
los pacientes con AR.
ty in patients with rheumatoid arthritis. J Rheumatol
1987;14:887-92.
Bibliografía
1. Duthie JJR, Brown PE, Truelove LH, Baragar FD, Lawrie
AJ. Course and prognosis in rheumatoid arthritis. Ann
Rheum Dis 1964;23:193-202.
2. Sherrer YS, Bloch DA, Mitchell DM, Young DY, Fries
JF. The development of disability in rheumatoid arthritis.
Arthritis Rheum 1986;29:494-500.
3. Pincus T, Callahan LF, Sale WG, Brooks AC, Payne LE,
Vaughn WK. Severe functional declines, work disability,
and increased mortality in seventy-five rheumatoid arthritis patients studied over nine years. Arthritis Rheum
1984;27:864-72.
4. Smith RJ, Kaplan EB. Rheumatoid deformities at the metacarpophalangeal joints of the fingers. J Bone Joint Surg
Am 1967;49(1):31-47.
18
SAR22(2)_Interior 3.indd 18
9. Ferraz MB, Oliveira LM, Araujo PM, Atra E, Walter
SD. EPM-ROM Scale: an evaluative instrument to be
used in rheumatoid arthritis trials. Clin Exp Rheumatol
1990;8(5):491-4.
10. Van Rossum MAJ, Boers M, Dijkmans BC. Development
of a Standardized Method of Assessment of Radiographs
and Radiographic Change in Juvenile Idiopathic Arthritis. Arthritis Rheum 2005;52(9):2865-72.
11. Parker JW, Harrell PB, Alarcón GS. The value of the joint alignment and motion scale in rheumatoid arthritis. J
Rheumatol 1988;15(8):1212-5.
12. Arnett FC, Edworthy SM, Bloch DA, et al. The American Rheumatism Association 1987 revised criteria for the
classification of rheumatoid arthritis. Arthritis Rheum
1988;31:315-23.
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
6/23/11 4:27 PM
13. Citera G, Arriola MS, Maldonado Cocco JA, Rosem-
16. Ann Cranney, Rose Goldstein, Ba’ Pham. A measure
ffet MG, Sanchez MM, Goñi MA, et al. Validation and
of limited joint motion and deformity correlates with
Crosscultural Adaptation of an Argentine Spanish Ver-
HLA-DRB1 and DQB1 alleles in patients with rheuma-
sion of the Health Assessment Questionnaire Disability
toid arthritis. Ann Rheum Dis 1999;58:703-8.
Index. J Clin Rheumatol 2004;10:110-5.
17. Min JY, Min KB, Sung J, Cho SI. Linkage and association
14. Pincus T, Fuchs HA, Callahan LF, Nance EP Jr, Kaye
JJ. Early radiographic joint space narrowing and erosion
studies of joint morbidity from rheumatoid arthritis. J
Rheumatol 2010; 37(2):291-5.
and later malalignment in rheumatoid arthritis: a longitudinal analysis. J Rheumatol 1998 ;25(4):636-40.
15. Meenan RF, Gertman PM, Mason JH. Measuring Health
Status in Arthritis. The Arthritis Impact Measurement
Scales Arthritis Rheum 1980;23(2):146-52.
F.A. Sommerfleck et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 10-19
SAR22(2)_Interior 3.indd 19
19
6/23/11 4:27 PM
[ artículo
original ]
Validación de una versión argentina del Health
Assessment Questionnaire-II (HAQ-II)
C.A. Waimann, 1G. Citera, 1F.M. Dal Pra, 1M.F. Marengo, 1E.E. Schneeberger, 1M. Sanchez, 1Susana Gagliardi,
1
J.A. Maldonado Cocco, 2A. Garone, 2R.E. Chaparro del Moral, 2O.L. Rillo, 3M. Salcedo, 4J.E. Rosa, 4F. Ceballos,
4
E. Soriano, 4L. Catoggio
1
1
Instituto de Rehabilitación Psicofísica. Fundación Reumatológica Argentina. 2Hospital Tornú. 3San Nicolás. 4Hospital Italiano. Buenos Aires.
Resumen
Summary
La versión argentina de Health Assessment Questionnaire (HAQ-A) es
un instrumento útil para documentar el estado clínico, la evolución y
el pronóstico funcional de nuestros pacientes con Artritis Reumatoidea
(AR). Sin embargo, presenta algunas limitaciones. Esto dio lugar a una
versión más simple: el HAQ-II, el cual consta de 10 preguntas. Nuestro
objetivo fue determinar la reproducibilidad y validez de una versión
argentina del HAQ-II en pacientes con AR.
Materialymétodos: Se incluyeron pacientes consecutivos con diagnóstico de AR (ACR ‘87) de 4 centros reumatológicos de Argentina. La
versión original del HAQ-II fue traducida por 3 reumatólogos argentinos
y retraducida al inglés por un individuo bilingüe no relacionado. La reproducibilidad del cuestionario fue evaluada en el 30% de los pacientes
con un segundo cuestionario completado dentro de los 3 a 7 días de
la primera visita. La validez constructiva fue evaluada comparando el
HAQ-II con parámetros clásicos de actividad de la enfermedad, capacidad funcional y compromiso radiológico (medido por el método de
Sharp van der Heijde). Se evaluó también el tiempo y dificultad para
realizarlo, así como la confiabilidad y correlación con HAQ-A.
Resultados: 97 pacientes fueron incluidos, de los cuales el 82% eran
mujeres, 95% seropositivas para factor reumatoideo, 87% erosivas y
22% nodulares. La reproducibilidad del HAQ-II fue buena (r=0,94). En la
correlación intraítem se halló una única redundancia (entre la pregunta
8 y 9 (r=0,92)), por este motivo la pregunta 8 fue reemplazada manteniendo excelente correlación con la versión original (r=0,99). El HAQ-II
tuvo buena correlación con EVA (escala visual análoga) para dolor, EVA
para actividad y articulaciones dolorosas; regular correlación con recuento de articulaciones inflamadas, menor nivel educativo y eritrosedimentación (ERS). No se observó correlación con daño radiológico. El
alfa de Cronbach fue de 0,92. Esta nueva versión presentó una excelente correlación con HAQ-A (r=0,94), con un menor número de preguntas
faltantes (HAQ-II=3 vs. HAQ-A=12) y una mediana de tiempo en la realización de 54 segundos (vs. 4 min en el HAQ-A). En la regresión lineal la
principal variable asociada al HAQ-II fue el EVA de dolor (coef. β=0,536,
p=0,001), seguida del daño radiológico (coef. β=0,192, p=0,029).
Conclusión: El HAQ-II validado al español en Argentina resultó ser confiable, válido y reproducible en pacientes con AR, mostrando una exce-
The Argentine version of the Health Assessment Questionnaire
(HAQ-A) is a helpful instrument to record clinical status, evolution
and functional prognosis of our patients with Rheumatoid Arthritis
(RA). However, the fact that it presents certain limitations gave rise
to a simpler version: the HAQ-II, which consists of 10 questions. Our
aim was to determine the reproducibility and validity of an Argentine
version of the HAQ-II in patients with RA.
Material and Methods: The study included consecutive patients
with RA (ACR ’87) from 4 rheumatologic sites of Argentina. The original version of the HAQ-II was translated by 3 Argentine rheumatologists, and retranslated into English by a bilingual person unaware of
the study. Reproducibility of the questionnaire was evaluated in 30%
of patients, who completed a second questionnaire within 3 to 7
days of the first one. Constructive validity was evaluated comparing
the HAQ-II with classic parameters of disease activity, functional capacity and radiologic involvement (measured according to the Sharp
van der Heijde method). Time and difficulty to complete the questionnaire were also evaluated, as well as reliability and correlation with
the HAQ-A.
Results: The study included 97 patients, 82% were women; 95%
seropositive for rheumatoid factor, 87% had erosions and 22% subcutaneous nodules. Reproducibility of the HAQ-II was good (r=0.94).
Regarding intra-item correlation, there was only one redundancy
(between questions 8 and 9 (r=0.92)), hence, question 8 was replaced maintaining an excellent correlation with the original version (r=0.99). The HAQ-II had a good correlation with VAS (visual
analogue scale) for pain, VAS for activity and tender joints; a regular
correlation with swollen joint count, a lower educational level and
eritrosedimentation rate. There was no correlation with radiological damage. Cronbach’s alpha was of 0.92. This new version presented an excellent correlation with the HAQ-A (r=0.94), with a
lower number of missing questions (HAQ-II=3 vs. HAQ-A=12) and a
median of time duration regarding completion of the questionnaire
of 54 seconds (vs. 4 minutes in HAQ-A). Regarding lineal regression, the principal variable associated to the HAQ-II was VAS for pain
(coeff. β=0.536, p=0.001), followed by radiological damage (coeff.
Correspondencia
Gustavo Citera, Sección Reumatología, IREP.
E-mail: [email protected]
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
SAR22(2)_Interior 3.indd 21
21
6/23/11 4:27 PM
lente correlación con el HAQ-A. Su principal ventaja radica en la rapidez
en su realización y un cálculo simple, facilitando así su implementación
en la práctica diaria. El dolor fue la variable que más influyó en las
variaciones del HAQ-II.
Palabrasclave: HAQ, artritis reumatoidea, capacidad funcional.
β=0.192, p=0.029).
Conclusion: The HAQ-II validated in Spanish in Argentina proved to
be reliable, valid and reproducible in patients with RA, showing an
excellent correlation with the HAQ-A. Its principal advantage relies
in the promptness of its completion and a simple calculation, hence,
facilitating its employment in everyday practice. Pain was the variable that influenced the most in the HAQ-II variations.
Keywords: HAQ, rheumatoid arthritis, functional capacity.
Introducción
La capacidad funcional es uno de los puntos finales de
desenlace propuestos por el OMERACT (Outcome
Measures in Rheumatoid Arthritis Clinical Trials), para
la evaluación de los pacientes con Artritis Reumatoidea
(AR)1. Los métodos de medición más utilizados son los
cuestionarios autoadministrados, dentro de los cuales la
versión acortada del Health Assessment Questionnaire
(HAQ), el Health Assessment Questionnaire-Disability
Index (HAQ-DI)3, es el más utilizado. Este ha sido traducido y adaptado culturalmente en más de 60 lenguas3,
su versión Argentina fue validada en el año 2004 y denominada HAQ-A4. El mismo ha demostrado ser un
instrumento útil, simple y sensible, que nos permite documentar el estado clínico, la evolución y el pronóstico
funcional de nuestros pacientes5,6 , siendo incorporado en
las Guías Argentinas como una de las medidas fundamentales para la evaluación de los pacientes con AR7.
Aun así, el HAQ-A presenta ciertas limitaciones (Tabla 1)8,9, por lo cual diversos autores han sugerido modelos
alternativos del mismo10-15. Dentro de éstos, se encuentra el HAQ-II, desarrollado por Wolfe en el año 200414.
Este consta de 10 preguntas, 5 de las cuales pertenecen
al HAQ-DI y otras 5 nuevas que discriminan mejor movilidad y fuerza de miembros inferiores. Consta de 4
respuestas posibles con puntuación similar al HAQ-DI,
con un rango de 0 a 3. Este cuestionario ha demostrado en
estudios previos ser un instrumento válido, reproducible
y confiable para evaluar la capacidad funcional de los pacientes con AR, siendo las principales ventajas su sencillez
y rápida resolución. Fue diseñado originalmente en base a
datos provenientes de una población estadounidense; fue
validado en diversos países, pero no existe aún una versión
en el idioma español16.
Por lo tanto, el objetivo de nuestro estudio fue determinar la reproducibilidad y validez de una versión
argentina del HAQ-II en pacientes con artritis reumatoidea de la población argentina.
Material y métodos
Se incluyeron en forma consecutiva pacientes ambulatorios con diagnóstico de artritis reumatoidea, según
criterios ACR '87, de 4 diferentes centros de la Argentina,
dos pertenecientes al sistema privado y dos al público, con
el objeto de incluir pacientes con diferente nivel socioeconómico y cultural. Cada paciente aceptó su participación
en el estudio mediante la firma de un consentimiento informado, el cual fue previamente aprobado por el comité
de ética de cada institución.
La versión original del HAQ-II fue traducida por 3
LimitacionesdelHAQ-A
Al existir 2 a 3 subcategorías, puede ocurrir que un paciente mejore en algunas de ellas sin que modifique el puntaje total del HAQ.
El índice puede aumentar artificialmente por el uso de adaptaciones.
Tiene efecto suelo del orden del 10-15% y efecto techo del 0,2%.
No correlaciona en forma lineal con los cambios clínicos de la enfermedad.
Ciertas actividades no son realizadas por los pacientes.
Requiere un cálculo relativamente complejo.
Formato de 2 hojas que no permite un mapeo rápido.
Tabla 1. Limitaciones del HAQ-A8,9.
22
SAR22(2)_Interior 3.indd 22
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
6/23/11 4:27 PM
reumatólogos argentinos, obteniendo una versión final consensuada. Esta fue retraducida al inglés por un
individuo cuya lengua madre era el inglés. Esta versión
retraducida fue comparada con la versión americana original, encontrándose una excelente concordancia. Esta
traducción se realizó en base a la metodología internacionalmente aceptada16.
La versión argentina del HAQ-II, así diseñada, fue entregada a cada paciente junto a otros 3 autocuestionarios:
HAQ-A4, versión Argentina del Rheumatoid Arthritis
Quality of Life (RAQoL)17 y el Medical Outcomes Study
Short Form 36 Health Survey (SF-36)18 para ser completados sin asistencia. Se evaluó el tiempo y las dificultades
en su realización, incluyendo las preguntas que fueron inapropiadas, difíciles de responder o no comprendidas. A
su vez cada paciente completó las escalas visuales análogas
(EVA) para dolor y actividad de la enfermedad, graduadas
en una escala de 0 a 10 cm.
El reumatólogo completó una ficha que incluyó datos clínicos, sociodemográficos y laborales del paciente.
También realizó el recuento articular de 28 articulaciones
dolorosas e inflamadas y las EVA de actividad por parte
del médico.
Se extrajo muestra de sangre a todos los pacientes para
la determinación de la velocidad de eritrosedimentación
globular (ERS) por el método de Westergreen. Se utilizó
el Disease Activity Score de 28 articulaciones (DAS-28)
para el cálculo de la actividad de la enfermedad, aplicando
la siguiente fórmula: (0,56 * √ 28-articulaciones dolorosas
+ 0,28 * √ 28-articulaciones inflamadas + 0,7 * log (ESR)
+ 0,014 * EVA de actividad del paciente)19. Para evaluar el
daño radiológico se analizaron radiografías de manos y
pies en posición frente por el método de Sharp modificado por van der Heijde20. Esto estuvo a cargo de un único
observador que desconocía las características clínicas de
los pacientes y que mostró una buena reproducibilidad
intraobservador (coeficiente de correlación intraclase
CCI=0,81). El autocuestionario fue sometido a los filtros
de OMERACT para determinar la validez, capacidad de
discriminación, y aplicabilidad1. Para dicho fin se determinó la reproducibilidad del cuestionario en un grupo
de 30 pacientes que completaron el HAQ-II nuevamente
dentro de los 3 a 7 días, corroborando previamente que el
paciente se encontrara en similares condiciones clínicas y
terapéuticas. La confiabilidad, consistencia interna y presencia de redundancias se estableció mediante la prueba de
Cronbach. La validez constructiva fue analizada median-
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
SAR22(2)_Interior 3.indd 23
te la comparación con parámetros de actividad (DAS28),
capacidad funcional (HAQ-A), calidad de vida (RAQoL
y SF-36) y daño radiológico.
En el análisis estadístico, las correlaciones se evaluaron
por el coeficiente de Spearman. Las variables continuas se
analizaron por T-test y las categóricas por Chi cuadrado.
Las variables que mostraron asociación con el HAQ-II
en el análisis univariado, se incluyeron en un modelo de
regresión lineal múltiple utilizando como variable dependiente al HAQ-II. La reproducibilidad del cuestionario
entre el día 1 y el día 7 se evaluó por el coeficiente de correlación intraclase. Para el análisis de datos se utilizó el
software SPSS, versión 15. Un valor de p <0,05 fue considerado significativo.
Resultados
Se incluyeron 97 pacientes con diagnóstico de AR. Las características clínicas y sociodemográficas se detallan en la
Tabla 2.
Características
Mujeres n (%)
Meses evolución m (RIQ)
Edad (años) m (RIQ)
AR(n=97)
80 (82)
120 (72-204)
56 (44-62)
Años efectivos de educación m (RIQ)
10 (7-12)
Desocupados n (%)
38 (39,2)
Factor reumatoideo positivo n (%)
92 (95)
Nódulos n (%)
22 (22)
Erosiones n (%)
85 (87)
SVDH m (RIQ)
111 (59-153)
DAS28 m (RIQ)
2,16 (1,12-3,26)
HAQ-A m (RIQ)
0,50 (0,20-1,20)
HAQ-II m (RIQ)
0,60 (0-1,25)
SF-36 mental m (RIQ)
53 (31,3-66,8)
SF-36 físico m (RIQ)
52 (29,2-66,1)
RAQoL m (RIQ)
10 (3-15)
Tabla 2. Características clínicas y sociodemográficas de los pacientes.
Score de Sharp van Der Heijde Modificado (SVDH).
23
6/23/11 4:27 PM
La reproducibilidad del cuestionario entre el día 1 y
los días 3 a 7 fue de 0,93. La correlación intraítem mostró
una única redundancia entre la pregunta 8 y la 9 (r=0,93).
La prueba alfa de Cronbach fue de 0,92. El efecto suelo
fue del 20%, el cual fue menor al HAQ-A (25%). El efecto
techo fue del 0% para ambos cuestionarios.
El HAQ-II presentó buena correlación con la EVA de
dolor (r=0,61) y el DAS28 (r=0,55) (Tabla 3). A su vez la
versión argentina del HAQ-II permitió diferenciar aquellos pacientes que se encontraban o no en remisión por
DAS28 (Figura 1). También hubo una excelente correlación con el HAQ-DI (r=0,92) y el RAQoL (r=0,78), no
ocurriendo lo mismo con el SF-36 mental y físico. No se
encontró correlación con el daño radiológico ni con el
tiempo de evolución de la enfermedad. Tampoco existieron diferencias en cuanto a sexo y status laboral, pero sí
hubo una correlación negativa con los ingresos del grupo
familiar del paciente.
En la regresión lineal múltiple, la principal variable asociada al valor del HAQ-II fue el EVA de dolor
(coeficiente estandarizado β=0,563), seguido del daño radiológico (Coeficiente estandarizado β=-,192) (Tabla 4).
Características
HAQ-II(Spearman)
Meses evolución
0,03 (p=NS)
Edad (años)
0,05 (p=NS)
Educación (años)
Ingresos
SVDH
-0,25 (p=0,01)
-0,38(p=0,001)
0,091 (p=NS)
DAS28
0,55(p=0,0001)
EVAdolor
0,61(p=0,0001)
ERS
-0,240 (p=0,05)
HAQ-A
0,92(p=0,001)
SF-36 mental
0,171 (p=NS)
SF-36 físico
0,167 (p=NS)
RAQoL
0,78(p=0,001)
Los valores en negritas indican las correlaciones con mayor significancia estadística
Tabla 3. Correlación de HAQ-II con parámetros de actividad, capacidad
funcional y calidad de vida. Score de Sharp van Der Heijde Modificado
(SVDH).
24
SAR22(2)_Interior 3.indd 24
Figura 1. Capacidad del HAQ-II para discriminar entre remisión por
DAS28 y actividad de enfermedad. Disease Activity Score (DAS).
La mediana de tiempo para completar el HAQ-II fue
de sólo 54 segundos (RIQ=40-70), lo cual fue considerablemente inferior al evidenciado por el HAQ-A (en su
validación Argentina: 3-5 minutos)4. A su vez, el HAQ-II
tuvo menor número de preguntas no contestadas que el
HAQ-A (3 versus 12, respectivamente. P=NS).
Debido al hallazgo de redundancia entre la pregunta
8 (¿puede usted levantar objetos pesados?) y la pregunta
9 (¿puede usted mover objetos pesados?), la número 8 fue
reemplazada por otra perteneciente al HAQ-DI: ¿Puede
usted cortar la carne? El cuestionario así modificado fue
reevaluado en un nuevo grupo de pacientes con AR, no
observándose variación significativa de los resultados. La
correlación entre las 2 versiones del HAQ-II fue del 0,99,
pero sin redundancia alguna en la nueva versión, la cual se
muestra en el Apéndice 1.
Discusión
Los autocuestionarios han sido el método clásico para
evaluar la capacidad funcional. Estos han permitido
identificar y predecir el impacto de la AR sobre la discapacidad laboral 21,22, el deterioro funcional 23,24, el incremento
en los costos25 y la mortalidad prematura 26-28. Por todos
estos motivos, han demostrado incluso ser superiores a
otras medidas tradicionalmente utilizadas como el recuento articular, la radiología y las pruebas de laboratorio29. Sus
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
6/23/11 4:27 PM
Regresiónlinealmúltiple(variablesasociadasaHAQ-II)
Coeficientesnoestandarizados
Coeficientesestandarizados
T
Modelo
B
Errortip.
Beta
Sig.
EVAdolor
,012
,003
,536
3,377
,001
EVA actividad
,004
,004
,191
1,136
,260
Articulaciones dolorosas
-0,13
,021
-,073
-,607
,546
Articulaciones inflamadas
,007
,023
,033
,294
,770
ERS
7,365E-05
,003
,003
,027
,979
Sexo
-,020
,148
-,012
-,138
,891
Dañoradiológico
,002
-,001
-,192
2,228
,029
Tabla 4. Regresión lineal múltiple utilizando como variable dependiente el Health Assessment Questionnaire II (HAQ-II). Escala visual análoga (EVA);
Eritrosedimentación (ERS).
DiferentesversionesdelHAQutilizadasparaevaluarcapacidadfuncionalenAR
Versión
Diseño
Desventaja
FullHAQ
Incluye 5 dimensiones que son discapacidad,
disconfort, eventos adversos, costos
y mortalidad. 23 páginas
Extenso y de difícil cálculo
HAQ-DI
20 preguntas de AVD. 2 carillas. Puede o no incluir
44 adaptaciones. Rango 0-3
Mencionadas en este texto
(ver Tabla 1)
HAQ20
Incluye las 20 preguntas del HAQ-DI, sin adaptaciones.
Se puede calcular mediante el promedio
de las 20 preguntas (rango 0-3) o la suma total (rango 0-24)
Similares a HAQ-DI.
No validado
MHAQ
8 preguntas de AVD. 1 sola carilla. Rango 0-3
Alto efecto suelo.
Baja sensibilidad al cambio
RA-HAQ
Consta de 8 preguntas (5 similares al MHAQ y 3 nuevas).
Rango 0-3
Similares desventajas
que MHAQ
CLIN-HAQ
20 preguntas de AVD + escalas de dolor, ansiedad
y depresión. 2 páginas.
Extenso. Sólo se usó en
investigación clínica
PROMISHAQ
Incluye las 20 preguntas de HAQ-DI pero con 5 respuestas
posibles y sólo evalúa 24 adaptaciones. Agrega 3 escalas
de evaluación de actividades de vida diaria, dolor
y estado general. Rango 0-100
Hasta el momento sólo
utilizado en investigación clínica
MD-HAQ
10 preguntas de AVD + escala de dolor, EVA global, fatiga,
Extenso.
ansiedad, depresión, status social, terapéutica y comorbilidades. Poco utilizado en la práctica
1 página
clínica diaria
HAQ-II
10 preguntas de AVD. 1 sola carilla
La mayoría de las preguntas
evalúan miembros inferiores
Tabla 5. Diferentes versiones del Health Assessment Questionnaire (HAQ) utilizadas para evaluar capacidad funcional en AR 10-15. Actividades de
vida diaria (AVD); Health Assessment Questionnaire (HAQ); Disability Index (DI); Rheumatoid Arthritis (RA); Multidimensional (MD); Patient Reported
Outcome Measurement Information System (PROMIS); Modified HAQ (MHAQ).
26
SAR22(2)_Interior 3.indd 26
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
6/23/11 4:27 PM
principales ventajas radican en el bajo costo y la posibilidad
de implementarlos en cualquier grado de complejidad30.
El autocuestionario por excelencia para evaluar capacidad funcional es el HAQ. La versión original del mismo
fue desarrollada tres décadas atrás por James Fries y consta de 5 dimensiones que son discapacidad, disconfort,
eventos adversos, costos y mortalidad, distribuidas en
23 páginas. Este resultó ser un cuestionario muy extenso
y difícil de calcular, por lo cual sólo fue utilizado en investigación clínica 2. Es por esto que surgieron versiones
acortadas con el fin de posibilitar su implementación en la
práctica clínica diaria. Dentro de ellas se destacan el Modified HAQ (MHAQ), CLIN-HAQ, Multidimensional
(MD-HAQ), Patient Reported Outcome Measurement
Information System HAQ (PROMIS HAQ), HAQ-DI,
Rheumatoid Arthritis-HAQ (RA-HAQ), HAQ20 y el
HAQ-II10-15(Tabla 5). Este último posee ciertas ventajas sobre el HAQ-DI, ya que no presenta subcategorías,
no incluye adaptaciones, tiene un menor efecto suelo y
correlaciona mejor con los cambios clínicos. Pero su principal beneficio radica en la simplicidad del mismo, poseer
un llenado rápido (sólo 54 segundos) y un cálculo muy
simple, lo cual permitiría su fácil implementación en la
práctica clínica diaria8,14.
La versión argentina de este cuestionario presentó buena correlación con actividad de la enfermedad, capacidad
funcional y calidad de vida de los pacientes. Sus principales determinantes fueron el dolor y el daño radiológico.
En la validación de este autocuestionario se encontró
un alto efecto suelo, la cual no se observó en la versión
original del HAQ-II. Una posible explicación sería que
para su cálculo tomamos el peor escenario posible, es
decir, en todo paciente con HAQ-II de 0 se asumió que
presentaba una limitación que el cuestionario no era lo suficientemente sensible para detectar. Además la población
evaluada presentaba una baja actividad de la enfermedad
(DAS28 m= 2,16), ya que el 60% de los pacientes se encontraba en remisión por DAS28. A pesar de ello, el efecto
suelo observado fue menor al reportado para el HAQ-A
(HAQ-II=20% vs. HAQ-A=25%)31.
Una de las limitaciones de la versión original del HAQII es que la destreza y el compromiso funcional en manos
es evaluada por una sola pregunta (”¿puede usted abrir las
puertas del auto?”), correspondiendo el resto, en su mayoría, a fuerza y la movilidad de miembros inferiores32.
Sin embargo, los diseñadores del cuestionario argumentan que el objetivo del mismo es evaluar discapacidad
funcional global y no un sector anatómico en particular,
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
SAR22(2)_Interior 3.indd 27
y que con este fin se deberían utilizar cuestionarios específicamente orientados a cada región en particular14.
En la versión argentina, con el fin de contrarrestar dicha
limitación reemplazamos la pregunta 8, la cual era redundante con la pregunta 9, por una que evaluara destreza en
manos: “¿puede usted cortar la carne?”. De esta forma se
conservan las propiedades del cuestionario original.
El HAQ-II, al igual que otros autocuestionarios, pertenece a los denominados “Medidas reportadas por el
paciente” (PRO: Patient Reported Outcome), las cuales
son utilizadas ampliamente en la práctica clínica diaria y
en ensayos clínicos. Estas medidas son objeto de continuos
cambios, con el fin de aumentar la precisión y sensibilidad, y reducir el tiempo de realización 33. Para dicho fin, se
ha desarrollado recientemente un método computarizado
de evaluación de la capacidad funcional: Computerized
Adaptative Testing (CAT). Este utiliza la inteligencia artificial para seleccionar las preguntas, llevando aquellas
respuestas que indican mejor funcionalidad a la evaluación de tareas más dificultosas, y aquellas que indican
pobre funcionalidad a la evaluación de tareas con menor
dificultad32. Para su diseño se utilizó una base de 199 preguntas seleccionadas a partir de un total de 1865 ítems a
través de un extenso proceso de selección 33. Se espera que
este sistema permita disminuir los efectos suelo y techo,
aumentar la sensibilidad al cambio y reducir la muestra
necesaria para objetivar un efecto. Este sistema aún no ha
sido validado, y requiere de un sistema electrónico para su
implementación, lo que elimina una de las ventajas fundamentales de los autocuestionarios, que es la posibilidad de
implementarlos en cualquier grado de complejidad30.
En conclusión, ésta es la primera versión argentina del
HAQ-II, la cual resultó ser confiable, válida y reproducible en pacientes con AR, correlacionándose de forma
excelente con el HAQ-A. Su principal ventaja radica en la
rapidez de su realización y en el cálculo simple, facilitando así su implementación en la práctica diaria.
Bibliografía
1. Tugwell P, Boers M: Developing consensus on preliminary
core efficacy endpoints for rheumatoid arthritis clinical trials.
OMERACT Committee. J Rheumatol 1993;20:555-6.
2. Fries JF, Spitz P, Kraines: Measurement of patient outcome in
arthritis. Arthritis Rheum 1980;23:137-45.
27
6/23/11 4:27 PM
3. Bruce B, Fries JF: The Stanford Health Assessment Question-
14. Wolfe F, Michaud K, Pincus T: Development and Validation of
naire: A Review of Its History, Issues, Progress, and Docu-
the Health Assessment Questionnaire II: A Revised Version
mentation. J Rheumatol 2003;30:167-78.
of the Health Assessment Questionnaire. Arthritis Rheum
2004;50:3296-3305
4. Citera G, Arriola MS, Maldonado-Cocco JA, et al: Validation and Crosscultural Adaptation of an Argentine Spanish
15. Wolfe F. Which HAQ Is Best? A Comparison of the HAQ,
Version of the Health Assessment Questionnaire Disability
MHAQ and RA-HAQ, a Difficult 8 Item HAQ (DHAQ),
Index. J Clin Rheumatol 2004;10:110-115.
and a Rescored 20 Item HAQ (HAQ20): Analyses in 2491
Rheumatoid Arthritis Patients Following Leflunomide Initia-
5. Hogrefe JF, Marengo MF, Schneeberger EE, Rosemffet MG,
tion. J Rheumatol 2001;28:982-9.
Maldonado Cocco J.A, Citera G: Valores de corte de HAQ
para predecir discapacidad laboral en pacientes con artritis
Reumatoidea. Rev Arg Reumatol 2009;20(2):23-27.
16. Klooster PM, Taal E, van de Laar MA: Rasch analysis of the
Dutch health assessment questionnaire disability index and
the health assessment questionnaire II in patients with rheu-
6. Schneeberger EE, Citera G, Maldonado Cocco JA, Salcedo M,
matoid arthritis. Arthritis Rheum 2008;59(12):1721-8.
Chiardola F, Arriola MS, et al: Factores asociados a discapacidad en pacientes con Artritis Reumatoidea. Rev Arg Reumatol 2005;16 (suppl 1):34(14).
17. Waimann CA, Dal Pra FM, Marengo MF, Schneeberger EE, Citera G, Maldonado Cocco JA, et al: Validación de una versión
argentina del RAQoL. Rev Arg Reumatol 2008;19(4):20(13).
7. Guías Argentinas de Práctica Clínica en el Tratamiento de la
Artritis Reumatoidea. Rev Arg Reumatol 2008;19:12-32.
18. Ruta DA, Hurst NP, Kind P, et al: Measuring health status in
British patients with rheumatoid arthritis: reliability, validity
8. Wolfe F. Why the HAQ-II can be an effective substitute for
the HAQ. Clin Exp Rheumatol 2005;23 (Suppl. 39):S29-S30.
9. Wolfe F. The psychometrics of functional status question-
and responsiveness of the short form 36-item health survey
(SF-36). Br J Rheumatol 1998;37:425-36.
19. WWW.DAS-SCORE.nl
naires: room for improvement. J Rheumatol 2002;29:865-8.
20. van der Heijde D. How to read radiographs according to the
10. Pincus T, Summey JA, Soraci SA Jr, Wallston KA, Hummon
NP. Assessment of patient satisfaction in activities of daily liv-
Sharp/van der Heijde radiological assessment in rheumatoid
arthritis in long term studies. J Rheumatol 1999;26:743-745.
ing using a modified Stanford Health Assessment Questionnaire. Arthritis Rheum 1983;26:1346-53.
21. Callahan LF, Bloch DA, Pincus T. Identification of work
disability in rheumatoid arthritis: physical, radiographic
11. Wolfe F. A brief health status instrument: CLIN-HAQ [abstract]. Arthritis Rheum 1989;110:259-66.
and laboratory variables do not add explanatory power to
demographic and functional variables. J Clin Epidemiol
1992;45:127-38.
12. Pincus T, Swearingen C & Wolfe F. Toward a multidimensional health assessment questionnaire (MDHAQ): assessment of
22. Wolfe F, Hawley DJ. The longterm outcomes of rheumatoid
advanced activities of daily living and psychological status in
arthritis: Work disability: a prospective 18 year study of 823
the patient friendly health assessment questionnaire format.
patients. J Rheumatol 1998;25:2108-17.
Arthritis Rheum 1999;42:2220-30.
23. Pincus T, Callahan LF, Sale WG, et al: Severe functional de13. Cella D, Yount S, Rothrock N, Gershon R, Cook K, Reeve
clines, work disability, and increased mortality in seventy-five
B, et al. The patient reported outcomes measurement information system (PROMIS): Progress of an NIH roadmap
cooperative group during its first two years. Medical Care
2007;45:S3-S11.
rheumatoid arthritis patients studied over nine years. Arthri-
28
SAR22(2)_Interior 3.indd 28
tis Rheum 1984;27:864-72.
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
6/23/11 4:27 PM
24. Wolfe F, Cathey MA. The assessment and prediction of
29. Pincus T, Sokka T. Quantitative measures and indices to assess
functional disability in rheumatoid arthritis. J Rheumatol
rheumatoid arthritis in clinical trials and clinical care. Rheum
1991;18:1298-306.
Dis Clin North Am 2004;30:725-51.
25. Lubeck DP, Spitz PW, Fries JF, et al: A multicenter study of
30. Pincus T, Wolfe F. An infrastructure of patient questionnaires
annual health service utilization and costs in rheumatoid ar-
at each rheumatology visit: improving efficiency and docu-
thritis. Arthritis Rheum 1986;29:488-93.
menting care. J Rheumatol 2000;27:2727-30.
26. Pincus T, Callahan LF, Vaughn WK. Questionnaire, walking
31. Fries JF, Cella D, Rose M, et al: Progress in Assessing Physical
time and button test measures of functional capacity as pre-
Function in Arthritis: PROMIS Short Forms and Computer-
dictive markers for mortality in rheumatoid arthritis. J Rheu-
ized Adaptative testing. J Rheumatol 2009;36:2061-6.
matol 1987;14:240-51.
32. Fries JF: New Instruments for Assessing Disability: Not Quite
27. Pincus T, Brooks RH, Callahan LF. Prediction of long-term
Ready for Prime Time. Arthritis Rheum 2004;50:3064-67.
mortality in patients with rheumatoid arthritis according to
simple questionnaire and joint count measures. Ann Intern
33. www.nihpromis.org
Med 1994;120:26-34.
28. Wolfe F, Mitchell DM, Sibley JT, et al: The mortality of rheumatoid arthritis. Arthritis Rheum 1994;37:481-94.
Apéndice 1. Versión Argentina final del Health Assessment Questionnaire II (HAQ-I).
HAG-II(HealthAssessmentQuestionnaireII-versiónargentina)
Sin dificultad
Con algo de dificultad
Es usted capaz de:
(0)
(1)
1) Levantarse de una silla sin
ayudarse con los brazos.
Con mucha dificultad
(2)
No puedo hacerlo
(3)
2) Caminar fuera de su casa
sobre un terreno plano.
3) Sentarse y levantarse del inodoro.
4) Alcanzar y bajar un objeto de 2 kg
desde una altura por encima de su
cabeza.
5) Abrir las puertas de un auto.
6) Hacer tareas en el patio o el jardín.
7) Esperar en una cola por 15 minutos.
8) Cortar la carne.
9) Mover objetos pesados.
10) Subir 2 o más pisos por escalera.
C.A. Waimann et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 21-29
SAR22(2)_Interior 3.indd 29
29
6/23/11 4:27 PM
[ artículo
original ]
Validación del cuestionario RAPID3 en una
cohorte de pacientes con artritis reumatoidea
temprana y establecida, y su correlación
con otros índices de actividad
Hernán Maldonado Ficco, Rodolfo S. Pérez Alamino, Emilce E. Schneeberger, José A. Maldonado Cocco,
Gustavo Citera
Sección Reumatología del Instituto de Rehabilitación Psicofísica y Fundación Reumatológica Argentina “Dr. Osvaldo García Morteo”.
Resumen
Summary
Introducción: El RAPID3 es un índice de actividad que incluye tres medidas auto-reportadas por el paciente: la función física, el dolor y la
evaluación global de la enfermedad por el paciente.
Objetivos: Validar el cuestionario RAPID3 en pacientes con AR temprana y establecida, evaluar su correlación con otros índices de actividad y
medidas de evaluación y determinar el tiempo en completar y calcular
el cuestionario.
Métodos: Se incluyeron pacientes con diagnóstico de AR temprana
(<2 años de evolución) y establecida. Todos los pacientes completaron
HAQ-A, RAPID3 y RAQoL. Se determinó evaluación global de la enfermedad por el paciente y el médico por EVA. Se midió ERS el día de
la visita. Se calculó DAS28, CDAI e IAS. Se cronometró el tiempo en
completar y calcular el cuestionario.
Resultados: Se evaluaron 112 pacientes. RAPID3 presentó un buena
correlación con DAS28 (r=0,60), CDAI (r=0,60) e IAS (r=0,62) y una
muy buena correlación con HAQ-A (r=0,83) y RAQoL (r=0,75). La mediana en completar el cuestionario fue de 139 segundos y la mediana
en calcularlo fue de 11 segundos.
Discusión: RAPID3 es un cuestionario válido, sencillo, fácil de completar y de rápido cálculo. Presentó una buena correlación con otros
índices de actividad como así también con HAQ-A y RAQoL.
Introduction: RAPID 3 is an activity index based in three self reported measures made by the patient; these are physical function,
pain and global evaluation of disease.
Objectives:To validate RAPID 3 questionnaire in patients with early
and established rheumatoid arthritis, assess its correlation with other
activity indices and other evaluation measures and finally, determine
the time required to fill and calculate the questionnaire.
Methods: Patients with early rheumatoid arthritis (disease duration less than 2 years) and established rheumatoid arthritis were
included. All completed HAQ-A, RAPID3 and RAQoL questionnaires.
Global evaluation of disease by both patient and medical doctor was
made by means of visual analogue scale (VAS). Erythrosedimentation
rate was determined and DAS28, CDAI and IAS calculated. Time to
complete and calculate the RAPID3 questionnaire was recorded by
means of digital chronometer.
Results:112 patients were included. RAPID 3 had good correlation
with DAS28 (r=0,60), CDAI (r=0,60) and IAS (r=0,62), whereas an
excellent correlation with HAQ-A (r=0,83) and RAQoL (r=0,75). The
median time to complete the questionnaire was 139 seconds while
the median time to calculate it was 11 seconds.
Discussion: RAPID3 is a valid, simple and easy questionnaire to fill
and fast to calculate. Furthermore, it presents good correlation with
other activity indices as well as with HAQ-A and RAQoL.
Palabrasclave: Artritis reumatoidea, índice de actividad.
Keywords:Rheumatoid arthritis, activity index.
Correspondencia
Gustavo Citera, Jefe Sección Reumatología, IREP.
E-mail: [email protected]
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
SAR22(2)_Interior 3.indd 31
31
6/23/11 4:28 PM
Introducción
La Artritis Reumatoidea (AR) es una enfermedad inflama-
En 2008, Pincus y cols.9 desarrollaron el RAPID3
toria sistémica de curso crónico y progresivo, que afecta
(Routine Assessment of Patient Index Data 3); éste es
principalmente grandes y pequeñas articulaciones.
un índice que incluye 3 medidas auto-reportadas por el
La observación sistemática e implementación de ins-
paciente: función física, dolor y evaluación global de la en-
trumentos que permitan obtener información cuantitativa,
fermedad por el paciente. Es un índice sencillo, puede ser
es muy importante ya que provee información más exacta
completado en la sala de espera por el paciente, es rápido
sobre el diagnóstico, evolución y pronóstico de nuestros
(se contesta en tan sólo 5-10 minutos) y de cálculo simple.
pacientes. Además, nos brinda la posibilidad de comparar
El objetivo de nuestro estudio fue validar el cues-
datos durante el seguimiento y tomar conductas tera-
tionario RAPID3 en una cohorte de pacientes con AR
péuticas con el fin de modificar la historia natural de la
establecida y artritis temprana, evaluar su correlación con
enfermedad.
otros índices de actividad y medir el tiempo que requi-
Debido a la complejidad para evaluar los distintos
rieron tanto los pacientes para completar como el médico
aspectos de la enfermedad, hasta el momento no existe
para calcular este cuestionario y comparar estos tiempos
ninguna medida individual que represente el “patrón de
con otras medidas de evaluación utilizadas habitualmente.
oro” para evaluar y monitorear a los pacientes con AR. Las
evaluaciones cuantitativas para determinar la actividad de
la AR han avanzado en las últimas tres décadas1. Con el fin
de medir la actividad de la enfermedad se han desarrollado
diferentes índices compuestos, como el DAS2,3 (Disease
Activity Score), SDAI4 (Simplified Disease Activity Index)
y el CDAI4 (Clinical Disease Activity Index), algunos de
los cuales se utilizan en la práctica clínica habitual.
A pesar de la importancia de estas medidas de evaluación, en la práctica clínica menos del 15% de los
reumatólogos recolecta esta información cuantitativa5. Bellamy evaluó el uso de medidas cuantitativas para varias
enfermedades reumáticas en 600 reumatólogos provenientes de Australia6 y Canadá7, y si bien la mayoría de los
reumatólogos realizaba alguna medida de evaluación en el
seguimiento de sus pacientes se observó una falta de estandarización de las mismas. En una investigación realizada
por el grupo de estudio de Artritis Reumatoidea de la SAR
(Sociedad Argentina de Reumatología) en el año 2004 se
observó que sólo el 6,4% de los reumatólogos utilizan esta
información en su práctica8.
El bajo porcentaje de uso de estas medidas en la práctica ambulatoria, probablemente, se deba a su complejidad y
dificultad tanto para la recolección de datos como para el
cálculo y el consumo de tiempo que demandan.
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
SAR22(2)_Interior 3.indd 33
Materiales y métodos
Se incluyeron en forma consecutiva pacientes mayores de
18 años de edad con diagnóstico de Artritis Reumatoidea
(AR) temprana (<2 años de evolución) y establecida (según criterios ACR '87) que concurrieron a consultorios
externos de Reumatología del Instituto de Rehabilitación
Psicofísica (IREP). Cada paciente aceptó su participación
en el estudio mediante la firma de un consentimiento informado.
Se consignaron datos socio-demográficos (edad, sexo,
estado civil, ocupación, años de escolaridad), datos relacionados con la enfermedad (edad al comienzo de los
síntomas, tiempo de evolución de la enfermedad, presencia
de comorbilidades, etc.). Todos los pacientes completaron
en la sala de espera los cuestionarios RAPID3, HAQ-A
(Health Assessment Questionnaire, versión Argentina) y
RAQoL (Rheumatoid Arthritis Quality of Life). La evaluación global de la enfermedad tanto por el paciente como
por el médico se determinó mediante escala visual análoga
(EVA). Luego se realizó examen físico que incluyó recuento articular de 28 articulaciones dolorosas y tumefactas. Se
determinó eritrosedimentación (ERS) en el día de la visita
por método de Westergren.
33
6/23/11 4:28 PM
Se realizó además el cálculo de DAS28, CDAI e IAS10.
de 40 años (RIC 30-50 años), m edad al diagnóstico de 41,5
Se clasificó a los pacientes según actividad de la enferme-
años (RIC 31-50 años), m tiempo de evolución de la en-
dad en 4 grupos: alta, moderada, baja actividad y remisión,
fermedad de 36 meses (RIC 24-168 meses), m escolaridad
con puntos de corte para DAS2811 de: >5,1: alta, >3,2 y <5,1:
de 9,5 años (RIC 7-12 años). El 56,3% (n=63) pertene-
moderada, <3,2: baja y <2,6: remisión; para CDAI12: >22:
cían al grupo de AR establecida y el 43,8% (n=49) al de
alta, >10,1 y <22: moderada, >2,9 y <10: baja, <2,9: remisión; IAS10: >25: alta, >10 y <25: moderada, >5,5 y <10: baja
y <5,5: remisión y RAPID313,14,15 : >12: alta, >6,01 y <12:
moderada, >3,01 y <6: baja y <3: remisión. Se determinó
mediante cronómetro el tiempo para completar el formulario RAPID3 por parte del paciente y el tiempo para el
cálculo de cada uno de los índices por el médico.
AR temprana. El 91% de los pacientes tenía FR (+), 14%
presentaban nódulos reumatoideos y 57% presentaban
erosiones en las radiografías. La media de HAQ-A fue de
0,84 (±0,7), de RAQoL 11,8 (±8,17) y de DAS28 fue de 3,4
(±1,39). El cuestionario RAPID3 en español se detalla en el
Apéndice 1. No se observó redundancia interítems (r<0,80)
Para el análisis estadístico, las variables continuas se ex-
en todos los casos, la fiabilidad del cuestionario mediante
presaron como medianas (m) con su correspondiente rango
alfa de Cronbach fue de 0,90 y la reproducibilidad de 0,96
intercuartilo (RIC) o como medias con su desvío standard
(p <0,001). La mediana de tiempo en completar los cues-
(DS) las variables categóricas se compararon mediante
tionarios por parte de los pacientes fue de 149 segundos
test de Chi2 y las continuas por test de Student y ANO-
(RIC 105-175) para RAQoL, 139 segundos (RIC 71-151)
VA utilizando pruebas post-hoc (Tukey y Bonferroni).
para RAPID3 y 110 segundos (RIC 82-156) para HAQ-
Se realizó test de Spearman para la correlación intraítems
A. El tiempo para calcular los cuestionarios por parte del
del RAPID3 y la correlación con los otros índices. La fia-
médico fue de 18 segundos (RIC 16-20) para HAQ-A, 11
bilidad se determinó por prueba alfa de Cronbach. A un
segundos (RIC 10-11) para RAPID3 y 9 segundos (RIC
grupo de 10 pacientes se los recitó a los 5 días para com-
9-12) para RAQoL.
pletar nuevamente el cuestionario con el fin de evaluar la
Se observó una muy buena correlación del cuestionario
reproducibilidad mediante el Coeficiente de Correlación
RAPID3 con HAQ-A (r=0,83) y con RAQoL (r=0,75). Al
Interclase (CCI) (días 1 y 5). La influencia de cada uno
correlacionar el cuestionario RAPID3 con otros índices de
de los componentes del RAPID3 sobre el cuestionario se
actividad, observamos una buena correlación con DAS28,
evaluó por regresión lineal múltiple. Finalmente se analizó
CDAI y con IAS (Figura 1). No existió correlación algu-
la influencia de la clase funcional, calidad de vida, activi-
na con la edad, escolaridad ni tampoco con el tiempo de
dad de la enfermedad y variables demográficas sobre el
evolución de la enfermedad. Observamos que a medida
cuestionario RAPID3 utilizando otro modelo de regre-
que aumentaba la actividad de la enfermedad por DAS28
sión lineal múltiple usando como variable dependiente el
aumentaba en forma uniforme el puntaje del RAPID3 en
puntaje total del RAPID3. El análisis estadístico se realizó
forma significativa (Figura 2).
utilizando el software SPSS versión 15. Un valor de p <0,05
se consideró significativo en todos los casos.
Cuando analizamos la influencia de cada uno de los
componentes del RAPID3 sobre el cuestionario total, observamos que la capacidad funcional influyó en un 25,3%
Resultados
Se incluyeron 112 pacientes. El 84,8% (n=95) correspondieron al sexo femenino, con una mediana de edad de 51
años (RIC 41-60 años), m edad de inicio de los síntomas
34
SAR22(2)_Interior 3.indd 34
(p <0,001) del resultado total de cuestionario, EVA de
dolor en un 43% (p <0,001) y la evaluación global del paciente influye en un 41,5% (p <0,001) (Tabla 1). Finalmente
observamos qué influencia tenían los tres principales componentes de evaluación del paciente con AR (capacidad
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
6/23/11 4:28 PM
Coeficientes Coeficientes
noestandarizados
estandarizados
ComponentesRAPID3 B
1 CAPACIDAD FUNCIONAL
EVA DE DOLOR
EVA GLOBAL PTE
Errortíp. Beta
,889 ,033
1,020 ,035
1,005 ,036
,253
,430
,415
Coeficientes Coeficientes
noestandarizados
estandarizados
Sig.
ComponentesRAPID3 B
Errortíp. Beta
Sig.
,000
,000
,000
1 HAQ A
RAQoL
DAS28
Edad
Sexo
Escolaridad
,727
,065
,292
,028
,959
,086
,000
,001
,000
,357
,753
,840
Variable dependiente: RAPID3
Tabla 1. Regresión lineal múltiple incluyendo los componentes del
RAPID3.
4,680
,217
1,148
-,025
,302
,017
,492
,263
,238
-,049
,016
,011
Variable dependiente: RAPID3
Tabla 2. Regresión lineal múltiple con los diferentes parámetros de la
evaluación de la enfermedad.
Figura 1. Correlación del RAPID3 con otros índices de actividad de la enfermedad.
Figura 2. Asociación entre actividad de la enfermedad por DAS28 y puntaje RAPID3.
ABC: Area bajo la curva, IC: Intervalo de confianza
Figura 3. Discapacidad laboral por RAPID3.
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
SAR22(2)_Interior 3.indd 35
35
6/23/11 4:28 PM
funcional, calidad de vida y actividad de la enfermedad)
mos una buena correlación con índices de actividad como
y observamos que el HAQ-A se asoció con un 49,2% (p
DAS28 (r=0,60), CDAI (r=0,60) e IAS (r=0,62). Nuestros
<0,001), RAQoL con 26,3% (p <0,001) y el DAS28 con un
resultados confirman
23,8% (p <0,001). Edad, sexo y escolaridad no se asociaron
que el RAPID3 tiene una buena correlación con DAS28
con el resultado del cuestionario (Tabla 2).
y CDAI en estudios clínicos con diferentes terapias
Al detectar que el cuestionario RAPID3 se correla-
estudios previos que muestran
biológicas como Abatacept 9, Adalimumab22 , Metotrexa-
cionaba muy bien con la capacidad funcional evaluada
to23,24, Leflunomida
por HAQ-A y basándonos en un estudio previo en el
estudio, tanto la edad como el sexo, tiempo de evolución
cual se determinó un valor de corte de HAQ-A de 0,87
de la enfermedad como el nivel socio-económico no in-
para predecir discapacidad laboral en pacientes con AR ,
fluyen en el resultado del cuestionario. Esto es de suma
detectamos que un valor de corte de RAPID3 de 10,85
importancia ya que gran parte de la población puede
puntos predice discapacidad laboral en pacientes con AR,
completarlo, sin que el resultado se vea influenciado por
con una sensibilidad del 88% y una especificidad de 87% y
las características socio-demográficas de los pacientes.
16
un ABC=0,96 (IC 95% 0,92-0,99) (Figura 3).
23,24
y Certolizumab25. En nuestro
En este trabajo, el tiempo en calcular el cuestionario por parte del médico fue de 11 segundos. Yazici y
Discusión
Los resultados de nuestro trabajo confirman que el cuestionario RAPID3 es válido, simple, sencillo de completar,
de rápido cálculo y capaz de evaluar tres componentes
fundamentales de la clinimetría en AR, como son la capacidad funcional, la calidad de vida y la actividad de la
enfermedad. Es el único índice que en forma simultánea
incluye la actividad de la enfermedad y la evaluación de
la capacidad funcional, siendo esta última consideración
importante porque el status funcional demostró ser el
mejor predictor de mortalidad en AR17, comparado con
la presencia de comorbilidades, la positividad del factor reumatoideo, el compromiso extraarticular, la ERS,
el nivel socio-económico, el recuento articular, y los
índices radiológicos18,19. También, se observó que la evaluación global de la enfermedad por el paciente se explica
mejor por el dolor y la función física que por el recuento
colaboradores26 obtuvieron resultados similares con una
mediana de 9,6 segundos (RIC 9,1-12,1 segundos).
Este estudio es el primero en demostrar que RAPID3
tiene la capacidad de discriminar entre pacientes con
discapacidad laboral (ABC=0,96 IC 95% 0,92-0,99) de
aquellos que no la presentan, permitiéndole de este modo
al reumatólogo obtener datos fundamentales y precisos
sobre la capacidad laboral del paciente.
El cuestionario RAPID3 es un buen instrumento
adicional para evaluar pacientes con AR en la práctica
diaria, ya que en un solo cuestionario obtenemos información sobre actividad de la enfermedad, capacidad
funcional, calidad de vida y discapacidad laboral en pacientes con AR, ahorrándole al reumatólogo un tiempo
considerable en la consulta diaria.
Bibliografía
articular y los datos del laboratorio20 , por lo cual el RA-
1. Tugwell P, Boers M, Broocks PM, Simon L, Strand CV. In-
PID3 proporcionaría una representación más exacta de
troduction OMERACT 5: International Concensus Con-
las preocupaciones del paciente que el DAS2821.
ference on Outcome Measures in Rheumatology. J Rheu-
Nuestro trabajo demostró que existe una muy buena
correlación del cuestionario RAPID3 con la capacidad
funcional evaluada a través de HAQ-A (r=0,83) y con la
calidad de vida por RAQoL (r=0,75). También obtuvi36
SAR22(2)_Interior 3.indd 36
matol 2001;28:395-7.
2. van der Heijde DMFM, van´t Hof MA, van Riel PLCM, et
al. Judging disease activity in clinical practice in rheuma-
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
6/23/11 4:28 PM
Apéndice 1. Cuestionario RAPID3
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
SAR22(2)_Interior 3.indd 37
37
6/23/11 4:28 PM
toid arthritis: first step in the development of disease activity score. Ann Rheum Dis 1990;49:916-20.
11. Fransen J, van Riel PLCM. DAS remission cut points. Clin
Exp Rheumatol 2006;24:S29S32.
3. van der Heijde DMFM, van´t Hof M, van Riel PLCM, van
12. Aletaha D, Smolen JS. Remission of rheumatoid arthritis:
de Putte LBA. Development of disease activity score base
should we care about definitions? Clin Exp Rheumatol
von judgment in clinical practice by rheumatologists. J
2006;24:S45-S51.
Rheumatol 1993;20:579-81.
13. Pincus T, Maclean R, Yazici Y, Harrington JT. Quantita4. Aletaha D, Smolen J. the Simplified Disease Activity Index
(SDAI) and the Clinical Disease Activity Index (CDAI): a
review of their usefulness and validity in rheumatoid arthritis. Clin Exp Rheumatol 2005;23:S100-8.
5. Flowers N and Wolfe F. Arthritis Rheum 1998;41 S9:S337.
6. Bellamy N, Muirden KD, Brooks PM, Barraclough D, Tellus MM, Campbell J. A survey of outcome measurement
procedures in routine rheumatology outpatient practice in
Australia. J Rheumatol 1999;26(7):1593-9.
7. Bellamy N, Kaloni S, Pope J, Coulter K, Campbell J. Quan-
tive measurement of patient status in the regular care of
patients with rheumatic diseases over 25 years as a continuous quality improvement activity, rather than traditional
research. Clin Exp Rheumatol 2007;25:S69-81.
14. Pincus T, Segurado O. An index based on only patient
reported outcome (PRO) measures, without formal joint
counts, routine assessment of patient index data (RAPID)
classifies patients into 4 severity categories which are similar to Disease Activity Score (DAS28) and clinical Disease
Activity Index (CDAI) categories in 4 adalimumab clinical
trials [abstract]. Arthritis Rheum 2007;56 Suppl:S705-6.
15. Pincus T, Bergman MJ, Yazici Y, Hines P, Raghupathi K,
titative rheumatology: a survey of outcome measurement
Maclean R. An index of only patient-reported outcome
procedures in routine rheumatology outpatient practice in
measures, routine assessment of patient index data 3 (RAP-
Canada. J Rheumatol 1998;25(5):852-8.
ID3), in two abatacept clinical trials: similar results to Disease Activity Score (DAS28) and other RAPID indices that
8. Comunicación del grupo de estudio de AR de la Sociedad
Argentina de Reumatología. 2004.
include physician-reported measures. Rheumatology Oxford 2008;47:345-9.
9. Pincus T, Bergman MJ, Yazici Y, et al. An index of only
16. Hogrefe JF, Marengo MF, Schneeberger EE, Rosemffet M,
patient-reported outcome measures, routine assessment of
Maldonado Cocco JA, Citera G. Valor de corte de HAQ
patient index data 3 (RAPID3), in two abatacept clinical
para predecir discapacidad laboral en pacientes con artritis
trials: similar results to disease activity score (DAS28) and
reumatoidea. Rev Argent Reumatol 2009;2:23-27.
other RAPID indices that include physician-reported measures. Rheumatology (Oxford), 2008;47(3):345-9.
17. Pincus T, Callahan LF, Vaughn WK, Sale WG, et al. Severe
functional declines, work disability, and increased mortal-
10. Curet AV, Rillo OL, Chaparro del Moral RE, Papasidero
SB, Citera G, Maldonado Cocco JA, et al. Modificación y
ity in seventy-five rheumatoid arthritis patients studied
over nine years. Arthritis Rheum 1984;27:864-72.
aplicación de un índice de actividad simplificado (IAS) en
pacientes con artritis reumatoidea (AR) [abstract]. Rev Argent Reumatol 2005;16(Supl1):13.
38
SAR22(2)_Interior 3.indd 38
18. Sokka T, Abelson B, Pincus T. Mortality in rheumatoid arthritis: 2008 update. Clin Exp Rheumatol 2008;26(5Suppl
51):S35-S61.
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
6/23/11 4:28 PM
19. Pincus T, Yazici Y, Sokka T. Quantitative measures of rheu-
24. Pincus T, Amara I, Koch GG. Continuous indices of Core
matic diseases for clinical research versus standard clinical
Data Set measures in rheumatoid arthritis clinical trials:
care: differences, advantages and limitations. Best Pract Res
lower responses to placebo than seen with categorical re-
Clin Rheumatol 2007;21(4):601-28.
sponses with the American College of Rheumatology 20%
criteria. Arthritis Rheum 2005;52:1031-6.
20. Wolfe F, Michaud K, Pincus T, et al. The Disease Activity Score is not suitable as the sole criterion for initiation
25. Pincus T, Keystone E, Fischer A, et al. Patients in the RAP-
and evaluation of anti-tumor necrosis factor therapy in the
ID1 (rheumatoid arthritis prevention of structural dam-
clinic: Discordance between assessment measures and limi-
age) clinical trial of certolizumab pegol (CZP) have similar
tations in questionnaire use for regulatory purposes. Ar-
high/moderate vs low activity/remission status according
thritis Rheum 2005;52(12):3873-9.
to 3 indices, DAS28 (disease activity score), CDAI (clinical disease activity index) and RAPID3 (routine assessment
21. Pincus T. The DAS is the most specific measure, but a pa-
of patient index data), and similar EULAR-DAS and pro-
tient questionnaire is the most informative measure to as-
posed RAPID3 good, moderate and poor responses. Ann
sess rheumatoid arthritis. J Rheumatol 2006;33:834-7.
Rheum Dis in press. 2009. Ref Type: Abstract.
22. Pincus T, Amara I, Segurado O, Koch G. An index based
on only patient reported outcome (PRO) measures, routine
26. Yazici Y, Bergman M, Pincus T. Time to score quantita-
assessment of patient index data (RAPID3), distinguishes
tive rheumatoid arthritis measures: 28-joint count, disease
adalimumab from control at levels similar to disease ac-
activity score, health assessment questionnaire (HAQ),
tivity score (DAS28) and clinical disease activity index
multidimensional HAQ (MDHAQ), and routine assess-
(CDAI). Ann Rheum Dis 2007;66:184. Abstract.
ment of patient index data (RAPID) scores. J Rheumatol
2008;35:603-9.
23. Pincus T, Strand V, Koch G, et al. An index of the three core
data set patient questionnaire measures distinguishes efficacy of active treatment from placebo as effectively as the
American College of Rheumatology 20% response criteria
(ACR20) or the Disease Activity Score (DAS) in a rheumatoid arthritis clinical trial. Arthritis Rheum 2003;48:625-30.
H. Maldonado Ficco et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 31-39
SAR22(2)_Interior 3.indd 39
39
6/23/11 4:28 PM
[ artículo
original ]
Validación y adaptación cultural de una versión
argentina del cuestionario para calidad de vida
PsAQoL en pacientes con artritis psoriática
Tomás Cazenave, José A. Maldonado Cocco, Gustavo Citera
Sección Reumatología, Instituto de Rehabilitación Psicofísica, Buenos Aires.
Resumen
Summary
Objetivos:El objetivo de nuestro estudio fue desarrollar una versión
argentina del cuestionario PsAQoL adaptada del inglés, con el fin de
validar su uso en los pacientes con APs de nuestro país.
Resultados:Se evaluaron 31 pacientes con diagnóstico de APs, 64%
mujeres, con una mediana de edad de 52 años (RIC 39-60), y una mediana de tiempo de evolución de la artritis de 9 años (RIC 4-17). La
reproducibilidad del PsAQoL fue excelente, con un CCI de 0,99 (IC 95%
0,98-0,99). No se hallaron preguntas redundantes en la Correlación Interítem. La confiabilidad según alfa de Cronbach fue de 0,75. La mediana de tiempo de respuesta fue de 195 segundos (RIC 153-222) y más
del 70% de los pacientes entendió el 100% de las preguntas. El PsAQoL
mostró una buena correlación con HAQ (r=0,85), DAS28 (r=0,7), EVA
de dolor (r=0,66), EVA de actividad por paciente (r=0,61), EVA de fatiga
(r=0,74) y Escala de Salud de EuroQoL (r=-0,83). No se observó correlación con las medidas de compromiso cutáneo (PASI, EVA de piel). En
el modelo de regresión lineal, la principal variable asociada a calidad
de vida fue el HAQ (coef. β=0,74, p=0,0001) seguida por EVA de dolor
(coef. β=0,19) y EVA de piel (coef. β=0,10).
Conclusiones:Nuestra versión argentina del PsAQoL demostró aceptabilidad, confiabilidad y reproducibilidad en nuestros pacientes con
APs. Estos resultados validan esta versión adaptada al castellano, facilitando su implementación en futuros estudios.
Palabrasclave:PsAQoL, calidad de vida, artritis psoriática.
Objectives:The aim of our study was to develop an Argentine version of PsAQoL adapted from the English language with the purpose
of validating its use in Argentine PsA patients.
Results:A total of 31 PsA patients were evaluated; 64% were female, with median age of 52 years (IQR 39-60) and a median time
of arthritis duration of 9 years (IQR 4-17). Reproducibility of PsAQoL
was excellent, with an ICC of 0.99 (CI 95% 0.98-0.99). There were
no redundant questions in the Inter-item Correlation. Reliability according to Cronbach was of 0.75. The median of response time was
195 seconds (IQR 153-222) and more than 70% of patients understood 100% of the questions. PsAQoL showed a good correlation
with HAQ (r=0.85), DAS28 (r=0.7), VAS for pain (r=0.66), VAS for
activity per patient (r=0.61), VAS for fatigue (r=0.74) and EuroQoL
Health Scale (r=0.83). We did not observe any correlation with skin
involvement measures (PASI, VAS for skin). In the linear regression
model, the principal variable associated to quality of life was HAQ
(coeff. β=0.74, p=0.0001) followed by VAS for pain (coeff. β=0.19)
and VAS for skin (coeff. β=0.10).
Conclusions:These results validate this local Spanish version, making easier its implementation in future studies that may require the
evaluation of PsA patients’ quality of life.
Keywords: PsAQoL, quality of life, psoriatic arthritis.
Correspondencia
Gustavo Citera
Instituto de Rehabilitación Psicofísica, Echeverría 955,
Ciudad Autónoma de Buenos Aires, Argentina.
E-mail: [email protected]
42
SAR22(2)_Interior 3.indd 42
T. Cazenave et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 42-50
6/23/11 4:28 PM
Introducción
La Artritis Psoriática (APs) es una forma de artropatía inflamatoria asociada a la psoriasis, seronegativa para factor
reumatoideo, que suele comprometer tanto articulaciones
periféricas como axiales y zonas de entesis, pudiendo afectar a casi un 1% de la población1. La APs puede presentarse
como oligoartritis asimétrica, poliartritis simétrica similar
a la artritis reumatoidea, o con predominio del compromiso espinal, en forma de espondilitis2. Previamente
considerada una enfermedad benigna, es de conocimiento
actual su carácter progresivo y discapacitante, en especial
con la forma poliarticular3,4,5.
La heterogeneidad y la variabilidad clínica entre los
pacientes con APs han hecho dificultosa la elección de medidas de resultado que sean útiles para medir el verdadero
impacto de la enfermedad. Hasta ahora, diversos índices e
instrumentos como el HAQ, AIMS, SF-36 y DLQI, han
sido utilizados en ensayos clínicos con este fin, pero los
resultados no han sido del todo satisfactorios6,7,8,9.
La evaluación de la calidad de vida en ensayos clínicos
ha tomado importancia en los últimos años. Según las recomendaciones de OMERACT 8 de 200610 se debe incluir
la medición de la calidad de vida relacionada con la salud
o HRQoL (Health Related Quality of Life) en los estudios randomizados y de cohortes. En la APs y la psoriasis
(Ps) varios instrumentos genéricos han sido probados para
medir la HRQoL11. El cuestionario PsAQoL (Psoriatic
Arthritis Quality of Life) es el primero desarrollado específicamente para evaluar la calidad de vida en pacientes con
APs y ha sido extensamente validado en esa población12.
El objetivo de nuestro estudio fue desarrollar una versión argentina del PsAQoL adaptada del inglés con el fin
de validar su uso en los pacientes con APs de nuestro país.
por cada respuesta afirmativa, obteniendo así un rango de
0 a 20, donde 20 representa la peor calidad de vida posible
(Figura 1).
Figura 1. Modelo definitivo de la versión argentina del PsAQoL.
Material y método
Cuestionario: En primer lugar, las 20 preguntas originales
en inglés fueron traducidas al castellano por 3 reumatólogos argentinos consensuando una versión definitiva. Esta
fue retraducida al inglés por un colaborador bilingüe ajeno al estudio. La retraducción fue luego comparada con la
versión original demostrando una excelente concordancia.
Las preguntas se responden en afirmativo o negativo, y el
cálculo final del cuestionario se logra sumando 1 punto
44
SAR22(2)_Interior 3.indd 44
T. Cazenave et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 42-50
6/23/11 4:28 PM
Pacientes: Se administró el cuestionario a 31 pacientes consecutivos de la consulta ambulatoria del Instituto
de Rehabilitación Psicofísica (IREP) con diagnóstico de
APs según criterios CASPAR13. Se recolectaron datos demográficos y clínicos de capacidad funcional y actividad
de la enfermedad incluyendo: recuento de 66/68 articulaciones dolorosas e inflamadas, eritrosedimentación, escala
visual análoga (EVA) de dolor, fatiga, EVA de actividad de
la enfermedad por médico y paciente, DAS28 y EVA de
compromiso cutáneo y PASI. Para medir capacidad funcional y calidad de vida se utilizó HAQ-A y EuroQoL5-D
respectivamente. Se entrevistó a un subgrupo de 17 pacientes para valorar la comprensión y aceptabilidad de las
preguntas. La reproducibilidad (re-test) del cuestionario se
determinó realizando una segunda entrevista dentro de los
3-7 días.
Análisis estadístico: Se utilizó análisis de Coeficiente
de Correlación Intraclase (CCI) para evaluar la Reproducibilidad, test alfa de Cronbach para determinar la
Confiabilidad, y Correlación Interítem para la búsqueda
de redundancias. Para las correlaciones con medidas de
actividad de enfermedad y capacidad funcional se usó el
test de Spearman y un modelo de regresión lineal con el
PsAQoL como variable dependiente para analizar las variables asociadas a calidad de vida. Las variables continuas
fueron expresadas como medianas con su correspondiente
rango intercuartilo (RIC). Un valor de p menor a 0,05 fue
considerado significativo. Los datos fueron analizados
utilizando el software SPSS versión 15.
Característicasclínicasydemográficas
de31pacientesconAPs
Sexo femenino n (%)
Edad (años) m (RIC)
Tiempo de evolución (años) m (RIC)
Escolaridad (años) m (RIC)
Discapacidad (HAQ) x (DS)
Actividad (DAS28) x (DS)
PASI total m (RIC)
PsAQoL total m (RIC)
20 (64)
52 (39-60)
9 (4-17)
9 (6-12)
1,03 (+/-0,78)
3,51 (+/-1,21)
2 (0-4,6)
10 (5-14)
Tabla 1. Características clínicas y demográficas de 31 pacientes con
APs.
46
SAR22(2)_Interior 3.indd 46
Compresión
(%)
Preguntas
Figura 2. Nivel de comprensión de las 20 preguntas del PsAQoL.
Resultados
Se evaluaron 31 pacientes con diagnóstico de APs, 64%
mujeres, con una mediana de edad de 52 años (RIC 39-60),
y una mediana de tiempo de evolución de 9 años (RIC 4-17)
(Tabla 1). La Reproducibilidad del PsAQoL fue excelente,
con un CCI de 0,99 (IC 95% 0,98-0,99) y la Confiabilidad
según alfa de Cronbach fue de 0,75 (Tabla 2). No se hallaron preguntas redundantes en la Correlación Interítem
(CI >0,80). La mediana de tiempo de respuesta fue de 195
segundos (RIC 153-222) y en cuanto a la comprensión,
más del 70% de los pacientes entendió el 100% de las preguntas. En el análisis con test de Spearman, el PsAQoL
mostró una buena correlación con HAQ (r=0,85), DAS28
(r=0,7), EVA de dolor (r=0,66), EVA de actividad por paciente (r=0,61), EVA de fatiga (r=0,74) y Escala de Salud
de EuroQoL (r=-0,83). No se observó correlación con las
medidas de compromiso cutáneo (PASI, EVA de piel). En
el modelo de regresión lineal, la principal variable asociada a calidad de vida fue el HAQ (coef. β=0,74, p=0,0001)
seguida por EVA de dolor (coef. β=0,19) y EVA de piel
(coef. β=0,10). No se halló asociación del PsAQoL con la
edad, sexo, o el tiempo de evolución de la enfermedad.
Reproducibilidad(CCI)yConfiabilidad(αCronbach)
Coeficiente de Correlación Intraclase (IC95%)
0,99 (0,98-0,99)
Test α-Cronbach
0,75
Tabla 2. Reproducibilidad y confiabilidad del PsAQoL.
T. Cazenave et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 42-50
6/23/11 4:28 PM
APs produce en la mayoría de los pacientes daño articular
CorrelacionesdelPsAQoL(TestSpearman)
(r)
crónico e irreversible, pérdida de capacidad funcional fí-
0,85
0,7
0,66
0,74
0,61
-0,83
0,13
0,35
0,06
-0,18
sica y un importante impacto en los aspectos emocional
Variable
HAQ
DAS28
EVA dolor
EVA fatiga
EVA actividad
Escala EuroQol
PASI
EVA piel
Edad
Evolución
y social15,16,17. Es de esperar, y así ha sido demostrado, que
este impacto se traduzca en un significativo deterioro de
la calidad de vida18. Incluso, existen estudios comparativos sobre calidad de vida entre pacientes con APs, AR y
Espondilitis Anquilosante (EA), que reportan que la reducción de la calidad de vida y capacidad funcional puede
ser similar entre estas artropatías inflamatorias19,20,21,22.
Tabla 3. Correlaciones por test de Spearman.
En la reunión de OMERACT 8 llevada a cabo en el
año 2006 dentro del módulo sobre APs, se establecieron
recomendaciones acerca de los outcomes y medidas de im-
ModelodeRegresiónLineal
*(PsAQoL como variable dependiente)
HAQ
EVA dolor
EVA piel
(coef.β)
0,74
0,19
0,10
portancia para tener en cuenta en los estudios clínicos. Se
P
0,001
NS
NS
Tabla 4. Modelo de regresión lineal.
definieron seis dominios imprescindibles: evaluación de
la actividad de la artritis periférica, de la piel, del dolor,
la evaluación global de la enfermedad por el paciente, la
capacidad funcional y la calidad de vida 23. Distintas herramientas genéricas se han utilizado con el fin de medir
el impacto de la enfermedad y el deterioro en la calidad de
vida, como el SF-36, AIMS, AIMS2, DLQI o EuroQuoL-
Discusión
El concepto de calidad de vida y su evaluación en estudios clínicos parece haber cobrado un particular interés
en la última década. La determinación de la calidad de
vida relacionada con la salud (o Health Related Quality of
Life), de acuerdo a la definición de los autores Shumaker
y Naughton14, se logra teniendo en cuenta 6 aspectos o
dimensiones del individuo: el funcionamiento social, el
físico, el cognitivo, la movilidad, el cuidado personal y el
bienestar emocional.
La APs, al igual que la Artritis Reumatoidea (AR) en
su momento, fue interpretada en otra época como una
enfermedad benigna, autolimitada y de fácil tratamiento.
Gracias a publicaciones más actuales basadas en los reportes de cohortes de seguimiento longitudinal, se sabe que la
48
SAR22(2)_Interior 3.indd 48
5D6,7,8,9.
El cuestionario PsAQoL fue desarrollado en el año
2004 por el grupo inglés de McKenna y col. como un instrumento específico para ser usado en APs. Fue diseñado
a partir de una población de pacientes con APs y ya ha
demostrado validez, aceptabilidad, consistencia interna y
reproducibilidad en pacientes de habla inglesa12.
Los resultados obtenidos de nuestro estudio muestran
que esta versión, al igual que la del estudio original, se
desempeña satisfactoriamente. Observamos una excelente
reproducibilidad en el re-test (CCI de 0,99) y una buena
confiabilidad (alfa de Cronbach de 0,75). Los 20 ítems del
cuestionario fueron analizados sin encontrar preguntas
redundantes (Correlación Interítem >0,80). Las preguntas
fueron bien aceptadas, con una buena comprensión y tiempo de respuesta (3,2 minutos). Por lo tanto, el cuestionario
T. Cazenave et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 42-50
6/23/11 4:28 PM
es sencillo y rápido de completar para los pacientes, a lo
que se agrega lo simple de su cálculo final para el médico,
resultando en una ventaja importante al compararlo con
otros cuestionarios más engorrosos. Por otro lado, decidimos analizar las posibles correlaciones entre la calidad
de vida medida por el PsAQoL y otras medidas del impacto de la enfermedad utilizando test de Spearman. Allí
observamos una excelente correlación del PsAQoL con la
capacidad funcional, con el dolor, fatiga, y la actividad de
la enfermedad. De manera interesante, no se observó co-
Conclusiones
La versión argentina del PsAQoL demostró aceptabilidad,
confiabilidad y reproducibilidad en nuestros pacientes con
APs. Se observó una excelente correlación con la capacidad funcional y medidas de actividad de la enfermedad.
Estos resultados validan esta versión adaptada al castellano, facilitando su implementación en estudios futuros que
requieran evaluar la calidad de vida de pacientes con APs.
Bibliografía
rrelación con las medidas de compromiso cutáneo (PASI,
EVA de piel), pero esto podría deberse a la poca actividad
de la piel en nuestra muestra de pacientes. Queda claro que
la variable que mejor correlaciona con calidad de vida parece ser la capacidad funcional y esto se ve reflejado luego
en el análisis de regresión lineal, donde fue la única variable significativamente asociada, explicando un 74% de la
variabilidad del cuestionario (coef. β=0,74). Esta fuerte
asociación resulta comprensible al tener en cuenta la enorme influencia que tienen las limitaciones físicas en la vida
diaria, y la importancia que los pacientes parecen darle a la
pérdida de capacidad funcional podría explicar esta marcada superposición entre HAQ y PsAQoL.
Si bien se trata de una muestra pequeña, éste es el primer estudio que se propone validar el uso del cuestionario
PsAQoL en pacientes de nuestro país, y de acuerdo a lo
publicado hasta la fecha, ésta sería su primera versión en
español. Para el futuro harán falta estudios prospectivos que respalden estos resultados y analicen además la
sensibilidad al cambio y respuesta al tratamiento de este
cuestionario.
1. Gladman DD, Espinoza LR. International symposium on
psoriatic arthritis. J Rheumatol 1992;19:290-1.
2. Veal D, Rogers S, Fitzgerald O. Classification of clinical subsets in psoriatic arthritis. Br J Rheumatol 1994;33:133-8.
3. Gladman DD. Psoriatic arthritis. In Kelly's textbook of
rheumatology 7th edition. Edited by: Harris ED Jr, Budd
RC, Firestein GS, Genovese MC, Sergent JS, Ruddy S,
Sledge CB. Philadelphia: WB Saunders; 2005:1155-64.
4. Gladman DD. Disability and quality of life considerations:
psoriatic arthritis. In Psoriasis and psoriatic arthritis: an
integrated approach Edited by: Gordon GB, Ruderman E.
Heidelberg: Springer- Verlag; 2005:118-23.
5. Husted JA, Tom BD, Farewell VT, Schentag CT, Gladman
DD. A longitudinal study of the effect of disease activity and
clinical damage on physical function over the course of psoriatic arthritis: Does the effect change over time? Arthritis
Rheum 2007, 56:840-9.
6. Husted JA, Gladman DD, Long JA, Farewell VT. A modified
version of the Health Assessment Questionnaire (HAQ) for
psoriatic arthritis. Clin Exp Rheumatol 1995;13:439-43.
7. Duffy CM, Watanbe Duffy KN, Gladman DD, Brubacher
BB, Buskila D, et al. The utility of the arthritis impact measurement scales for patients with psoriatic arthritis. J Rheumatol 1992;19:1727-32.
8. Husted J, Gladmann DD, Farewell VT, Long JA. Validation
of the revised and expanded version of the Arthritis Impact
T. Cazenave et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 42-50
SAR22(2)_Interior 3.indd 49
49
6/23/11 4:28 PM
Measurement Scales for patients with psoriatic arthritis. J
Rheumatol 1996;23:1015-19.
9. Husted JA, Gladmann DD, Farewell VT, Long JA, Cook RJ.
Validating the SF- 36 health survey questionnaire in patients
with psoriatic arthritis. J Rheumatol 1997;24:511-17.
16. Gladman DD, Shuckett R, Russell ML, Thorne JC, Schachter
RK. Psoriatic arthritis (PsA)—an analysis of 220 patients. Q
J Med 1987;62:127-41.
17. Gladman DD. The natural history of psoriatic arthritis. Baillieres Clin Rheumatol 1994;8:379-94.
10. Gladman DD, Mease PJ, Strand V, Healy P, Helliwell PS,
18. Husted JA, Gladman DD, Farewell VT, Long JA, Cook RJ.
Fitzgerald O, et al. Consensus on a core set of domains for
Validating the SF-36 health questionnaire in patients with
psoriatic arthritis. J Rheumatol 2007;34:1167-70.
psoriatic arthritis. J Rheumatol 1997;24:511-7.
11. Mease PJ, Menter MA. Quality-of-life issues in psoriasis
19. Husted JA, Gladman DD, Farewell VT, Cook RJ: Health-
and psoriatic arthritis: outcome measures and therapies
related quality of life of patients with psoriatic arthritis: a
from a dermatological perspective. J Am Acad Dermatol
comparison with patients with rheumatoid arthritis. Arthri-
2006;54:685-704.
tis Rheum 2001, 45:151-158.
12. McKenna SP, Doward LC, Whalley D, Tennant A, Emery
20. Sokoll KB, Helliwell PS: Comparison of disability and qual-
P, Veale DJ. Development of the PsAQoL: a quality of life
ity of life in rheumatoid and psoriatic arthritis. J Rheumatol
instrument specific to psoriatic arthritis. Ann Rheum Dis
2001, 28:1842-6.
2004;63:162-9.
21. Borman P, Toy GG, Babaoglu S, Bodura H, Ciliz D, Alh N:
13. Taylor W, Gladman D, Helliwell P, Marchesoni A, Mease P,
A comparative evaluation of quality of life and life satisfac-
Mielants H, and the CASPAR Study Group. Classification
tion in patients with psoriatic and rheumatoid arthritis. Clin
criteria for psoriatic arthritis: development of new criteria
Rheumatol 2007, 26:330-4.
from a large international study. Arthritis Rheum 2006;54:
2665-73.
22. Salaffi F, Grassi W: The health-related quality of life in
rheumatoid arthritis, ankylosing spondylitis, and psoriatic
14. Naughton, M. J., & Shumaker.The case for domains of func-
arthritis: a comparison with a selected sample of healthy
tion in quality of life assessment. Qual Life Res 2003; 12
people Health and Quality of Life Outcomes 2009, 7:25
Suppl 1, 73-80.
doi:10.1186/1477-7525-7-25
15. Jones SM, Armas JB, Cohen MG, Lovell CR, Evison G, McNugh NJ. Psoriatic arthritis: outcome of disease subsets and
23. Gladman DD, Mease PJ. Consensus on a Core Set of Domains for Psoriatic Arthritis.J Rheumatol 2007;34:1167-70.
relationship of joint disease to nail and skin disease. Br J
Rheumatol 1994;33:834-9.
50
SAR22(2)_Interior 3.indd 50
T. Cazenave et al • Rev Arg Reumatol. 2011;22 (2): 42-50
6/23/11 4:28 PM
[ información ]
Reglamento de Publicaciones RAR
Los artículos deberán remitirse en formato electrónico (diskette de 3 ½ o CD) y 2
copias en papel a:
Av. Callao 384, piso 2, dpto. 6,
(C1022AAQ) Buenos Aires
Argentina
En la primera página de las distintas colaboraciones deberá constar: título en castellano y en inglés, apellidos y nombres
completos de los autores, centro donde
se realizó el trabajo, dirección del mismo,
y para la correspondencia y petición de
separatas.
Secciones de la revista:
Editorial: contribución solicitada por el
Comité a un experto, quien desde el punto de vista personal escribirá sobre temas
de interés actual. Su extensión máxima
será de 5 páginas.
Artículos originales: presentación de una
experiencia científica original, personal o
grupal, que contribuya al progreso de la
Especialidad. El texto tendrá una extensión máxima de 20 páginas. Los distintos
ítems figurarán en el siguiente orden: resumen en castellano e inglés de hasta 200
palabras, palabras clave (3 a 10), introducción, material y métodos, resultados,
discusión, conclusiones y bibliografía. Se
admitirán hasta 6 figuras y 6 tablas.
Actualizaciones: puesta al día sobre determinados temas de interés, expuestos
en forma sintética. No deberá exceder las
10 páginas, pudiendo incluir 2 tablas y 2
figuras. Se deberán agregar “Lecturas recomendadas” en número no mayor a 10
citas.
Casos clínicos: descripción de un caso
de rara observación que suponga un aporte importante al conocimiento del tema.
Su extensión máxima será de 10 páginas.
Constará de resumen en castellano y en
inglés, descripción y discusión del caso y
bibliografía (no más de 15 citas). Se admitirán hasta 4 figuras y 4 tablas.
Diagnóstico por imágenes: presentación de un caso problema en base al diagnóstico por imágenes, con datos clínicos
imprescindibles y secuencia de estudios
realizados para llegar al diagnóstico definitivo. Se aceptarán hasta 6 figuras.
Cartas de lectores: comentarios acerca
de los artículos publicados previamente.
No deberán superar las 4 páginas, pudiendo incluir una sola tabla o figura y
hasta 6 citas bibliográficas.
Material ilustrativo
• Tablas: debe presentarse un sola tabla
por página. Se enviará en formato electrónico en archivo Excel o tabla inserta en
Word en archivo aparte del texto. Cada tabla debe ir numerada con números arábigos y encabezada por el enunciado o título. Las tablas deberán ir citadas en el texto por orden consecutivo. Todas las siglas
y abreviaturas se acompañaran siempre
de una nota explicativa al pie de la tabla.
Asimismo, se identificarán de forma precisa las medidas estadísticas empleadas.
Cuando se haya efectuado un estudio
estadístico se indicará al pie de tabla el
nivel de significación, si no se hubiera incluido en el texto de la tabla. El orden de
los signos de llamada será el siguiente: *si
hay una única llamada; letras minúsculas
en orden alfabético (a, b, c...) si hay dos o
más llamadas. Para su envío deberán estar realizadas en Microsoft Word o Excel
no aceptándose tablas escaneadas.
• Gráficos (figuras): podrán ser elaborados con computadora únicamente en
programa vectorial (Corel Draw, Freehand,
Adobe Illustrator) o en programa de planilla de cálculos (Excel). El tamaño será de
9 x 12 cm o 12 x 18 cm. Se enviarán como
archivos externos al archivo principal de
textos; deberán estar nombrados con el
número de figura, enviando un archivo por
gráfico. Si se envían escaneados, modalidad poco conveniente, se deberán seguir
las pautas indicadas para fotografías. Si
se incluyen dibujos especiales a mano
alzada en papel, deberán estar dibujados
en tinta negra sobre papel blanco que garantice un buen contraste.
• Fotografías: se seleccionarán procurando que sean de buena calidad. Ten-
drán igual sistema de numeración que los
gráficos. Es muy importante que las copias fotográficas papel sean de calidad inmejorable para poder obtener así buenas
reproducciones; se presentarán de modo
que los cuerpos opacos (huesos, sustancias de contraste) aparezcan en blanco.
Las fotografías irán numeradas al dorso,
con números arábigos, siguiendo la secuencia que tienen en el texto, mediante
una etiqueta adhesiva, indicando además
el nombre del primer autor, con una flecha que señalará la parte superior. Debe
procurarse no escribir en el dorso, ya que
se producen surcos en la fotografía. Si las
fotos se envían en formato digital, éstas
deberán encontrarse por lo menos a 250
dpi al tamaño solicitado anteriormente y
guardadas en los formatos tiff, eps o Adobe Photoshop. No utilizar formatos bmp,
pict, jpeg, pdf o swf, tampoco fotos o gráficos tomados de páginas web o cds interactivos. No se aceptarán fotos ni gráficos
incluidos dentro de Power Point o Word
debiendo ser enviados como archivos externos. El archivo deberá estar nombrado
con el número de foto (en números arábigos) seguido del nombre del primer autor,
enviando un archivo por foto.
• Pies de figuras: deberán ir en el archivo aparte, numeradas según su secuencia correspondiente y a doble espacio.
En ellas se explicará el contenido de la
ilustración, así como el significado de los
signos, flechas, números y abreviaturas
que pueda haber. En las reproducciones
histológicas se especificará el aumento y
el método de tinción.
• Citas bibliográficas: se redactarán según normas del International Committee
of Medical Journal Editor. Las mismas
pueden consultarse en:
http://www.nlm.nih.gov.bsd/uniform_requirements.htlm
El Comité de Redacción se reserva el derecho de rechazar aquellos artículos que
juzgue inapropiados, así como de proponer o realizar modificaciones cuando lo
considere necesario.
56
SAR22(2)_Interior 3.indd 56
6/23/11 4:29 PM