Revista El Dolor 61 | Julio 2014 - Año 24 | Originales

Validez de la Escala de Catastrofización del Dolor

Resumen

La estructura de tres dimensiones de la Escala de Catastrofización del Dolor (PCS), que incluye la rumia cognitiva, la magnificación y la desesperanza, se ha estudiado en diferentes poblaciones. Sin  embargo,  dadas las altas correlaciones entre ellas, se ha cuestionado la multidimensionalidad del constructo y se ha planteado como un proceso de segundo orden que engloba los tres procesos de primer orden. El propósito de  este estudio fue  someter  a prueba el modelo de una dimensión de segundo orden en amputados. Asimismo, se exploró la  consistencia interna y  la relación de la PCS con una escala visual analógica (VAS) para dolor, para inquirir en su convergencia. Participó un total de 135 amputados. El análisis factorial confirmatorio mostró buen ajuste al modelo de un factor de segundo orden. Un  coeficiente alfa de  Cronbach de  .94 se  obtuvo,  lo que permite confiar en la PCS como una medida válida y confiable. Además, la catastrofización del dolor correlacionó de manera positiva con el dolor.
Palabras clave: Validación, catastrofización, dolor.
 

Abstract

The three-factor structure of the Pain Catastrophizing Scale (PCS), which comprises the dimensions of rumination, magnification and helplessness, has been studied in diverse populations.  However,  since  they  strongly   correlate, the multidimensional nature of the construct has been questioned and alternatively proposed as a second order process, encompassing the three primary dimensions. The purpose of this study was to test the second order factor model in amputees. Likewise, PCS internal  consistency was explored, as well as the relationship between the PCS and a visual analog scale (VAS) for pain, so as to inquire into its convergent validity. 135 amputees participated in the study. According to CFA, the model yielded a good fit  to the data. Cronbach’s alpha was .94, which allows for   the appraisal of the PCS as a reliable measure. Also, the association between catastrophic thinking about pain and pain was corroborated.
Key words: Validation, catastrophizing, pain.
 

Introducción

La International Association for the Study of Pain (IASP) (Garland, 2012) ha definido el dolor como una experiencia sensorial y emocional desagradable que se asocia a un daño tisular real o potencial) el dolor se  describe en  términos  de dicho daño. Conforman esta experiencia procesos de diferente naturaleza; entre los que destaca la evaluación consciente o no de las sensaciones corporales y el peligro que representan. En ocasiones, al realizar esta evaluación, se determina que el peligro es abrumador y que nada se puede hacer para controlarlo. A este fenómeno se le ha denominado catastrofización (Garland, 2012).
En los últimos años se ha encontrado que la catastrofización no sólo empeora la intensidad, duración y evolución del dolor (Bostick, Carroll, Brown, Harley y Gross, 2013; George et al., 2014; Penhoat et al., en prensa), sino también la respuesta emocional del individuo (Vögtle, Barke y Kröner-Herwig, 2013), su funcionamiento motor (George et al., 2014) y, con todo ello, su calidad de vida (Chung, Tso, Yeung y Li, 2012). Además, la catastrofización puede disminuir la eficacia del tratamiento médico (Quartana, Campbell y Edwards, 2009). Por  lo  que,  para  coadyuvar a un alivio rápido del dolor y limitar el costo a lo indispensable, es necesario entender la catastrofización y su papel en casos de dolor.
Desde el estudio  de  la  ansiedad,  Ellis  (1962)  formuló  el constructo Catastrofización para explicar que el individuo responde con anticipación a los eventos y les atribuye consecuencias fatales  altamente  probables.  Se  la ha conceptuado como un estilo cognitivo en el que el individuo emplea esquemas desadaptados, en particular de polarización de sus problemas emocionales, una situación  u objeto específicos, un trauma y el ambiente en general (Beck, 1976; Quartana et al., 2009).
El Modelo Transaccional de Tensión y Afrontamiento, propuesto por Lazarus y Folkman (1986), ha sido de gran utilidad para explicar respuestas como la catastrofización, a estresores como el dolor (Jackson, Wang y Fan, en prensa). De acuerdo con dicho modelo, al afrontar una situación presente o futura de tensión, como es  el  dolor,  el individuo evalúa ésta de dos formas esenciales. Por una parte, en la evaluación primaria, dictamina si la situación es relevante o irrelevante, y si su valencia es benigna o problemática.  Conforme  aumenta  la  catastrofización, esta evaluación se caracteriza por rumia cognitiva y magnificación (Severeijns, Vlaeyen y van den Hout, 2004; Sullivan, Bishop y Pivik, 1995). La rumia consiste en centrar la atención en los pensamientos sobre el dolor, o bien, la incapacidad para inhibirlos o para apartar de éstos la atención (Spanos, Radtke-Bodorik, Ferguson y Jones, 1979). La magnificación consiste en considerar que el dolor representa una seria amenaza, más de lo que cabría esperar a partir de la  evidencia (Chaves y  Brown, 1987; Spanos  et al., 1979). Por otra parte, en la evaluación secundaria,   el individuo determina las opciones de afrontamiento que puede ejecutar y cuán exitosa sería cada una. Cuanto más aumenta la catastrofización, más probable es que esta evaluación se caracterice por la indefensión o desesperanza (Severeijns et al., 2004; Sullivan et al., 1995), es  decir, por considerarse ineficaz para afrontar con éxito el dolor (Chaves y Brown, 1987; Rosenstiel y Keefe, 1983).
El modelo que incluye como dimensiones de la catastrofización a la  rumia cognitiva, la  magnificación y  la desesperanza, cuenta hoy con un  considerable cuerpo  de investigación que apoya su validez en diferentes poblaciones en cuanto a condición clínica, sexo, edad y contexto sociocultural (Cho, Kim y Lee, 2013; Fernandes, Storheim, Lochting y Grotle, 2012; Monticone et al., 2012; Olmedilla, Ortega y Abenza, 2013; Parkerson et al., 2013; Sehn et al., 2012) Sin  embargo,  dicha  estructura  no  se ha confirmado en  otros  estudios  (Lami,  Martínez,  Miró y Sánchez, 2013). Sullivan et  al. (1995) habían descrito  las dimensiones de la catastrofización del dolor como no redundantes, es decir, relacionadas pero distintas. Empero, Cho et al. (2013) han señalado que, dadas las relaciones  tan íntimas que guardan las tres dimensiones entre ellas,   es  razonable   cuestionar   la   multidimensionalidad   de  la catastrofización del dolor. Así, Walton, Wideman y
 

Sullivan (2013) han concluido a partir de sus hallazgos que la catastrofización del dolor presenta una estructura donde ésta es un proceso general, de segundo orden y emergente, que engloba los tres procesos más específicos, de primer orden, ya descritos. Es necesario someter a prueba esta propuesta, pues hasta el momento no se cuenta con evidencia adicional a la de Osman et al. (2000), salvo la de Walton, Wideman y Sullivan (2013), quienes sin embargo, no usaron análisis factorial confirmatorio.
Asimismo, se ha encontrado que la catastrofización del dolor refleja un proceso psicológico real, que se refiere a la atribución de consecuencias fatales ante un hecho (α ≥ .81; Cho et al., 2013; Fernandes et al., 2012; Monticone et al., 2012; Morris, Grimmer-Somers, Louw y Sullivan, 2012; Olmedilla et al., 2013; Parkerson et al., 2013; Sehn et al., 2012; Süren et al., 2014; Walton et al., 2013). Además, existe evidencia en favor de que la rumia cognitiva y la desesperanza reflejan cada una un  proceso real orientado a centrar el pensamiento en un hecho determinado y la percepción de ineficacia para afrontar con éxito determinada situación respectivamente (Morris et al., 2012; Süren et  al., 2014). Sin embargo, respecto a la magnificación la evidencia es inconsistente. Desde algunos estudios (p.ej., Morris et al., 2012; Süren et al., 2014) se sugiere que la magnificación es un solo proceso. No obstante, otros estudios (p.ej., Fernandes et al., 2012; Monticone et al., 2012; Olmedilla et al., 2013) no han concluido lo mismo. Se han señalado aspectos metodológicos, por ejemplo, pocos ítems, y planteado explicaciones conceptuales para estos resultados contradictorios (p.ej., Olmedilla et al., 2013), sin que haya aún una solución.
Por otra parte, se ha cuestionado la diferencia entre la catastrofización del dolor y el dolor mismo. Los resultados sugieren que se  trata de  dos constructos diferentes (.17 ≤  r ≤ .44; Cho et al., 2013; George, Lentz, Zeppieri, Lee y Chmielewski, 2012; Monticone et al., 2012; Morris et al., 2012; Rodero et al., 2012; .31 ≤ rho ≤  .60;  Fernandes et al., 2012; Sehn et al., 2012). Sin embargo, en tales estudios han participado pacientes con dolor crónico, quienes valoraron su dolor presente. Al respecto, se sabe que la intensidad del dolor crónico, por su duración, fluctúa de manera más amplia que el dolor agudo o el dolor generado en condiciones experimentales (Baliki et al., 2006). Por lo tanto, la indicación de “dolor presente” se torna imprecisa. Además, de acuerdo con Quartana et al. (2009) esta falta de diferenciación puede ocultar la convergencia o divergencia entre la catastrofización del dolor y el dolor mismo, lo que representa una oquedad conceptual.
En cuanto a la investigación sobre la catastrofización del dolor, Rosentiel y Keefe (1983) y Sullivan et al. (1995) fueron pioneros; para lo cual desarrollaron respectivamente las medidas que les permitirían conceptuarla: el Cuestionario de Estrategias de Afrontamiento (Coping Strategies Questionnaire, CQS) y la Escala de Catastrofización del Dolor (Pain Catastrophizing Scale, PCS). Sin embargo, el CSQ sólo incluye conductas de desesperanza (Quartana et al., 2009). La PCS, en cambio, toma en cuenta el  modelo de tres dimensiones, por lo que abarca la rumia cognitiva, la magnificación y la desesperanza.
Se ha estudiado la Escala de  Catastrofización del  Dolor  en diferentes poblaciones alrededor del mundo. Hasta 

donde sabemos, en población  latinoamericana  existen  dos investigaciones: una en Brasil (Sehn et al., 2012) y  otra en Colombia (Vélez y Álvarez, 2010). Sin embargo, por sí solos, dichos estudios resultan insuficientes para generalizar la validez de la PCS a toda Latinoamérica, es necesario realizar pesquisas adicionales en otros países latinoamericanos. El estudio de Sehn et al. se encuentra limitado por la diferencia de idioma. Además, no se investigó la posible relación supraordenada propuesta por Osman et al. (2000), a pesar de haber comparado varios modelos. Por su parte, el estudio de Vélez y Álvarez se realizó con población latinoamericana hispanohablante, pero su generalización está comprometida, ya que carece de claridad en la conceptuación de los constructos clave. En ocasiones, las autoras manejaron como  equivalentes los términos ‘dolor’, ‘factor cognitivo del dolor’ y ‘catastrofización del dolor’.  Además,  no  consideraron  los hallazgos más recientes para su momento, es decir, la literatura en la que se sustentó el estudio tenía más de cinco años de publicada. El estudio adoleció también de errores de medición sistemáticos, es decir, se dividió en categorías la escala visual analógica (VAS, por sus siglas en inglés) que emplearon para medir dolor, lo que le resta precisión métrica. Finalmente, el alcance del estudio fue muy limitado, al aportar solamente  estadígrafos  descriptivos en vez de variados e índices de  ajuste. Por consiguiente, se hace necesario verificar, habiendo superado estas limitaciones, si el modelo supraordenado se confirma en poblaciones como la mexicana.
La amputación de un miembro del cuerpo es sin duda una experiencia que genera dolor que puede prolongarse largo tiempo tras haberse resuelto el problema que motivó la amputación (Malavera, Carrillo, Gomezese, García y Silva, 2014). Sin embargo, esta población ha quedado relegada  en la literatura sobre la catastrofización del dolor. Una clasificación del dolor es aquélla que se basa en criterios temporales. Aunque existen  otros  rasgos  diferenciales,  se distinguen inicialmente tres tipos, dolor agudo, dolor crónico y dolor recurrente (Bush y Harkins, 1991: McGrath y Brigham, 1992). El dolor agudo es evocado por un estímulo nocivo bien identificado, es de corta duración y tiene un valor funcional destacable, ya que opera como una señal para iniciar conductas restauradoras y/o protectoras. Asimismo, generalmente disminuye a medida que se repara el daño, con lo que el malestar físico y emocional no se prolonga en el tiempo. En contraparte, el dolor crónico es una experiencia dolorosa de larga duración, generalmente asociada a una enfermedad prolongada, no cede totalmente con el tratamiento y carece de valor adaptativo.
Una segunda  clasificación  se  lleva  a  cabo  en  función  del curso del dolor, es decir, dolor crónico periódico o recurrente y dolor crónico continuo. El primero, como su nombre lo indica, es de naturaleza intermitente o episódica, y el segundo se refiere a dolor siempre presente, aunque éste puede variar en su intensidad. El dolor recurrente comparte algunas características con el dolor agudo y con el dolor crónico, ya que se caracteriza por la presencia de episodios dolorosos repetidos que, aunque son breves, pueden persistir a lo largo del tiempo (McGrath y Brigham, 1992).
Con base en lo anterior, en el presente estudio  se  sometió a prueba si se replica en sobrevivientes de una amputación el modelo de una dimensión de segundo orden que engloba a los tres factores de primer orden propuesto por Osman et al. (2000). De manera colateral, se exploró la consistencia interna de tales dimensiones, así como la relación entre la PCS y una medida de dolor, esto último con el fin de inquirir en qué medida el dolor converge con su catastrofización, por una parte, como una medida de validez convergente y para indagar sobre la diferencia entre dolor y catastrofización del dolor.
 

Materiales y Métodos

Participantes
La muestra, no probabilística, constó de 135 sobrevivientes de una amputación por cualquier causa, excepto congénita, atendidos en el Servicio de Rehabilitación de Amputados del Instituto Nacional de Rehabilitación, en la Ciudad de México. Participaron de manera voluntaria 36  mujeres (26,7%) y  99  hombres (73,3%), de  entre  18
y 78 años de edad (media de 47,5, ±15,6). Al 90,4% (n =
122) se les había amputado un miembro pélvico y al 9,6% (n = 13) un miembro torácico. En el 43,7% (n = 59) de los casos la causa de la amputación fue metabólica, en el 41,5% (n = 56) traumática, en el 10,4% (n = 14) tumoral  y en el 4,4% (n = 6) infecciosa.

Instrumentos
La Escala de Catastrofización del Dolor (Pain Catastrophizing Scale, PCS; Sullivan et al., 1995), versión en español (García et al., 2008) es un inventario de autoinforme, estable (CCI = .84), compuesto por 13 ítems (pensamientos catastrofistas) que se agrupan en tres  factores (χ²  /  gl  =  3,0;  RMSEA =  .08;  CFI  = .91;
.54 ≤  R²  ≤  .60): Rumia cognitiva (n  =  4;  .73 ≤  α  ≤ .82;
.31 ≤  R² ≤  .39), Magnificación (n =  3; .61 ≤  α  ≤ .74; .09
≤  R²  ≤  .11)  y  Desesperanza (n  =  6;  .73 ≤  α  ≤  .80; .10
≤ R² ≤ .13). El informante valora mediante una escala Likert de cinco puntos (0, nada en absoluto; 1, un  poco; 2, moderadamente; 3, mucho y 4, todo el tiempo) la intensidad con que ha experimentado cada pensamiento mientras ha sufrido dolor. A mayor puntuación, mayor catastrofización del dolor (García et al., 2008; Olmedilla et al., 2013).
Una escala visual analógica  (Visual  Analog  Scale, VAS; Hayes y Patterson, 1921;  Huskisson,  1974),  es una técnica de representación gráfica de fenómenos subjetivos. Para dolor parece ser estable (61.0 - 91.4% de los casos; Aicher, Peil, Peil y Diener, 2012), sensible (DE
= 12 mm; Bailey, Gravel y  Daoust, 2012), y  equivalente a otros instrumentos (p.ej., una escala numérica; Aicher et al., 2012). En el presente estudio estuvo compuesta por una línea recta horizontal de 100 mm (continuo del dolor), cuyos extremos (límites del dolor) se etiquetaron con los descriptores sin dolor y dolor insoportable. El informante valoró la intensidad del dolor presente y la indicó trazando una marca que atravesara la recta. A mayor tendencia hacia la derecha, mayor dolor.

ProcedimientoUn investigador y un estudiante de  psicología abordaron en un consultorio a cada participante durante su cita de seguimiento médico de rehabilitación. Los participantes cumplimentaron de manera individual y anónima, previo asentimiento, ambos instrumentos. El tiempo promedio de aplicación fue de 20 minutos.
Por medio del programa LISREL 9.10 (Jöreskog y Sörbom, 2012) se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) sobre la matriz de  covarianzas, en  busca de  datos sobre  el ajuste del modelo original propuesto por Sullivan et al. (1995) para la PCS, pero con un factor de segundo orden que englobara a los tres de primer orden, es decir, un modelo modificado. Se examinó el ajuste del modelo modificado en términos de la chi cuadrada, el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), el residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR), así como de los índices de ajuste comparativo (CFI), incremental (IFI), normalizado (NFI), no normalizado (NNFI) y relativo (RFI). También se calculó el tamaño crítico de la muestra (CN). De acuerdo con criterios convencionales, los valores para considerar un  ajuste aceptable son RMSEA ≤  .06, SRMR <  .08,  CFI
≥ .95, IFI ≥ 0.95, NFI > .90, NNFI ≥ 0.95 y RFI > .90 (Hu
y Bentler, 1999; Kline, 2005). Por el caso de que la chi cuadrada resultare sesgada por  el  tamaño  de la muestra, se calculó el cociente χ² / gl, el cual reduce la sensibilidad de la chi cuadrada al tamaño de la muestra (Kline, 2005). Kline sugiere que un cociente menor a 3 indica un ajuste aceptable.
A continuación, se calculó el coeficiente alfa de Cronbach para cada factor, a fin de obtener una medida de su consistencia interna. Por último, se analizó la correlación entre la PCS y la VAS mediante el coeficiente producto- momento de Pearson. Se utilizó el SPSS 15.0 para estos propósitos.
 

Resultados

Con el AFC del modelo modificado se confirmó un  modelo de tres factores de primer orden y uno de segundo orden que los agrupa, con 13 ítems (ver la Tabla 1) y una necesaria covarianza entre los errores de los ítems 6 y 13 (cov = 0.17). Los índices de ajuste de este modelo fueron: χ² (61, n = 135) = 89,48, p = .01; χ² / gl = 1.46; RMSEA
=  .059, IC 90% [.029, .083], p  =  .27; SRMR =  .03; CFI =
.99; IFI =  0.99; NFI =  .97; NNFI =  0.99; RFI =  .96; CN =
135,17. Todos los coeficientes β fueron estadísticamente significativos, con t ≥ 1,96 (ver la Tabla 1 y la Figura 1).

El coeficiente alfa de Cronbach total y para cada factor confirmado fue adecuado, de .94 para el total de la escala,
.92 para el factor Rumia cognitiva, de .74 para el factor Magnificación y de .90 para el factor Desesperanza.
La puntuación total de la catastrofización del dolor correlacionó de manera positiva con el dolor (r = .54, p
= .00). Asimismo, se observó una correlación positiva, y significativa (p = .00), entre la VAS y cada factor de la PCS: Rumia cognitiva, r = .56, Magnificación, r = .33, y Desesperanza, r = .55.
 

Discusión

El propósito del presente estudio fue investigar si se replicaba en sobrevivientes de una amputación en  la Ciudad de México el modelo  modificado  con  un  factor de segundo orden  que  engloba  las  tres  dimensiones  de la  catastrofización:   Rumia   cognitiva,   Magnificación   y Desesperanza. Los resultados revelaron que la catastrofización del dolor en esta población de amputados podría ser englobada en un factor de segundo orden, en lugar de en un modelo multidimensional según la estructura informada por Sullivan et al. (1995). Esto es congruente con los hallazgos y el cuestionamiento de Cho et al. (2013) sobre la multidimensionalidad de este constructo. De acuerdo con la composición teórica de las dimensiones informadas por Sullivan et al., los pensamientos con tendencia a fijar la atención en el dolor, sobre la fatalidad del dolor, así como sobre la falta de habilidades o recursos para afrontarlo con éxito, que han sido descritos como dimensiones del pensamiento catastrófico, posiblemente son, en sí, características propias de la catastrofización del dolor. El buen ajuste de este modelo modificado no es un hallazgo nuevo en la literatura (Osman et al., 2000; Walton et al., 2013), pero se suma al  apoyo reunido en  favor de  la catastrofización como un proceso emergente y como explicación de las elevadas interrelaciones que existen entre las tres dimensiones primarias. Estos resultados son consistentes con aquéllos encontrados por la mayor parte de los investigadores (p.ej., Cho et al., 2013; Fernandes et al., 2012; Monticone et al., 2012; Olmedilla et al., 2013; Parkerson et al., 2013;  Sehn  et  al.,  2012),  y  discrepan de aquéllos en los que se ha propuesto estructuras bidimensionales (p.ej., Lami et al., 2013). Dados los altos valores de ajuste con las tres dimensiones incluidas, más la dimensión global de catastrofización, se puede considerar que de esta forma el modelo explica de manera satisfactoria el constructo.
Asimismo, se puede considerar que la PCS funciona como una medida dimensional de catastrofización, ya que los 13 ítems que la componen constituyen un marcador global  que representa el continuo de catastrofismo. Los hallazgos son consistentes con la literatura  antecedente,  si  bien cada una de las dimensiones de la catastrofización puede medir un constructo individual, la correlación entre ellas evidencia la influencia de una sola variable latente. Los ítems de rumia cognitiva presentan una estrecha relación con el total de esa subescala, al borde de la redundancia, así como los ítems de desesperanza con su total, y los de catastrofización, es decir, el factor supraordenado, con el total de la escala. Los ítems de magnificación, en cambio, se interrelacionaron con menos fuerza, lo que concuerda con algunos estudios previos (p.ej., Fernandes et al., 2012; Monticone et al., 2012; Olmedilla et al., 2013), aunque otros han hallado correlaciones altas (p.ej., Morris et al., 2012; Süren et al., 2014). Es posible que se requiera un mayor número de ítems para reflejar mejor el hipotético proceso de esta dimensión. Si bien la magnificación resulta un concepto relativamente claro y definido desde un punto de vista teórico, los resultados sugieren la posibilidad de que ésta comprenda a su vez varios procesos psicológicos  o varias dimensiones (Olmedilla et al., 2013) que sería conveniente investigar en estudios futuros.
En la misma línea, si se consideran los altos coeficientes de confiabilidad de cada dimensión, así como la confiabilidad total de la PCS, las tres subescalas pueden considerarse de manera lógica una dimensión. En el presente estudio, se corroboró la consistencia interna de las dimensiones de la catastrofización del dolor.
Finalmente, se halló una relación entre la catastrofización  del dolor y el dolor mismo en  términos de  intensidad, lo que concuerda con otros estudios (Cho et al., 2013; George et al., 2012; Monticone et al., 2012; Morris et al., 2012; Rodero et al., 2012), aunque la fuerza de la relación hallada en el presente estudio fue mayor que en aquéllos.
Una explicación viable atañe a la condición clínica de cada población estudiada. Las poblaciones de otros estudios (Fernandes et al., 2012; García et al., 2008)  padecían alguna forma de dolor crónico, en tanto que  la  población de Vélez y Álvarez (2010) presentaba dolor agudo a causa de algún procedimiento odontológico y la del presente estudio incluyó personas con dolor recurrente, mismo que comparte características con el dolor crónico y con el dolor agudo. Como la intensidad del dolor crónico fluctúa a lo largo del tiempo (Baliki et al., 2006), es probable que la catastrofización informada por pacientes de dolor crónico sea más “disposicional” que situacional, en tanto que en poblaciones con dolor agudo puede  ocurrir  lo  contrario.  De ser este el caso, es posible que los pacientes con dolor crónico hayan distinguido con mayor facilidad entre su  dolor y lo que piensan o han pensado sobre el mismo, que quienes recién acaban de experimentar dolor y, por ende, aún no “enfrían su cognición”, tal como sugirieron Quartana et al. (2009), sugerencia que apoya los presentes resultados. Asimismo, los resultados son consistentes con investigaciones previas, donde los participantes que puntuaron más alto en la medida de catastrofización del dolor también calificaron su dolor como más intenso. En general, y de acuerdo con  otros  autores  como  Sehn  et  al. (2012) y Seyler y González-Rodríguez (2012), estos hallazgos pueden ser útiles en la práctica clínica para definir enfoques específicos en el tratamiento del dolor, al  tener en cuenta el estilo cognitivo descrito como catastrófico y considerarlo como un factor que predice consistentemente la intensidad del dolor.
En conjunto, los resultados del presente estudio avalan la validez de la catastrofización del dolor, medida por la PCS como un constructo que se refiere a un proceso cognitivo real que se da en los sobrevivientes de una amputación. Es decir, los resultados permiten confiar en la PCS como una medida válida y confiable de un proceso cognitivo presente en los sobrevivientes de una amputación.
El presente estudio cuenta con algunas limitaciones relacionadas directamente con las características de la PCS, ya que ésta es heterogénea en su formato de respuesta, es decir, mide diferentes cualidades de la conducta de modo
 

indistinto, a saber, intensidad (p.ej., 0, nada  en  absoluto, 3, mucho) y frecuencia (p.ej., 4, todo el  tiempo).  Esta falta de uniformidad podría contribuir a fallas  en  la  escala y, por ende, en sus resultados. De acuerdo con la teoría psicométrica clásica (Nunnally y Bernstein, 1994), se sugiere modificar las opciones para que midan sólo intensidad o solo frecuencia. Asimismo, algunos de los ítems de la PCS presentan fallas técnicas, mismas que parecen no afectar su funcionamiento individual (salvo en dos casos; Walton et al.,  2013),  pero  podrían  perjudicar el funcionamiento global de la escala. Una de estas fallas es incluir términos de intensidad (p.ej., ítem 8. Deseo desesperadamente que desaparezca el dolor) o frecuencia (p.ej., ítem 1. Estoy preocupado todo el tiempo pensando en si el dolor desaparecerá), cualidades que se pretende medir. Otra falla es incluir más de una afirmación en un mismo ítem (p.ej., ítem 3. [a] Es terrible y [b] pienso que esto nunca va a mejorar). Quizá por este motivo algunas dimensiones abarcan afirmaciones que racionalmente se han conceptuado distintas, como las de  magnificación y  las de desesperanza. De acuerdo con la teoría convendría subsanar dichas fallas en la escala, aunque dados los resultados, en la práctica no parecen interferir de manera directa con sus propiedades psicométricas.

Este estudio forma parte de la tesis doctoral del primer autor, bajo dirección de la segunda, y  fue posible gracias  a: 1)  la  beca que otorgó el Consejo Nacional de Ciencia y Tecnología, México, para cursar estudios de nivel doctorado; y 2) el financiamiento que otorgó a la Dra. Laura Hernández Guzmán la Universidad Nacional Autónoma de México, por medio de su Programa de Apoyo a Proyectos de Investigación e Innovación Tecnológica (PAPIIT), para la realización del proyecto IN305512.
Los autores agradecen al Instituto Nacional de Rehabilitación y, en especial, a su Servicio de Rehabilitación de Amputados, así como al Dr. Arturo Ramírez Mayorga, Jefe de dicho  Servicio,  por las facilidades  otorgadas para la recolección de datos. Además, se reconoce la colaboración de la estudiante Brenda Iris Velasco Robles  en la recolección de datos.
 

Conflicto de Intereses

Autor(es) no declaran conflictos de interés en el presente trabajo.

Recibido el 08 de Noviembre de 2014, aceptado para publicación el 19 de Enero de 2015.
Correspondencia a:
Mtro. Alberto Seyler Mancilla
Lic. en Psicología. Mtro. en Medicina Conductual. Doctorante en Psicología y Salud. Universidad Nacional Autónoma de México.
Distrito Federal. México.
E-Mail: seyler47@hotmail.com