Validación de la escala de ganancias GAIN en el cuidado informal disponible en español, para extenderla a una versión para cuidadores de pacientes con multimorbilidad en el domicilio.
MétodoEstudio de validación psicométrico en cuidadores familiares de personas con multimorbilidad en atención domiciliaria. Se procedió a la validación de contenido mediante panel de expertos y técnica Delphi y posterior validación empírica en una muestra de cuidadores familiares de pacientes con multimorbilidad en atención domiciliaria.
ResultadosFase I. Se modificaron 3 de los 10 ítems para especificar la población de estudio. Fase II. Un total de 227 sujetos, con una edad mediana de 84 años en pacientes y 59 años en cuidadores familiares. El 78,9% de los cuidadores eran mujeres. El análisis de la fiabilidad ofreció valores de omega de McDonald de 0,82, con una correlación media inter-ítem de 0,41. La fiabilidad test-retest ofreció un valor de 0,95. La estructura bifactorial obtuvo un buen ajuste: RMSEA de 0,08 (IC90% 0,06 a 0,11), TLI 0,88, explicando un 40,6% de la varianza. El instrumento mostró capacidad discriminativa entre cuidadores en función de la sobrecarga (p<0,001).
ConclusionesLa escala GAIN es un instrumento válido y fiable para la medición de las ganancias de los cuidadores familiares de personas con multimorbilidad en atención domiciliaria. Es de fácil uso y permite comprender qué factores potenciar en los cuidadores para preservar su resiliencia durante el proceso.
Validation of the informal care GAIN scale available in Spanish to extend it to a version for caregivers of patients with multimorbidity at home.
MethodPsychometric validation study in family caregivers of people with multimorbidity in home care. Content validation was carried out using a panel of experts and the Delphi technique and subsequent empirical validation in a sample of family caregivers of patients with multimorbidity in home care.
ResultsPhase I: 3 of the 10 items were modified to specify the study population. Phase II: A total of 227 subjects, with a median age of 84 years in patients and 59 years in family caregivers. 78.9% of the caregivers were women. The reliability analysis offered McDonald's omega values of 0.82, with an average inter-item correlation of 0.41. The test–retest reliability offered a value of 0.95. The bifactor structure obtained a good fit: RMSEA of 0.08 (90% CI 0.06–0.11), TLI 0.88, explaining 40.6% of the variance. The instrument showed discriminative capacity between caregivers based on overload (p<0.001).
ConclusionsThe GAIN scale is a valid and reliable instrument for measuring the gains of family caregivers of people with multimorbidity in home care. It is easy to use and allows you to understand what factors to enhance in caregivers to preserve their resilience during the process.
Para la perspectiva de salud positiva, poco estudiada hasta ahora, existe un instrumento, el Gain in Alzheimer care Instrument, pero no hay una versión validada en España que sea aplicable a personas con multimorbilidad y elevada dependencia, que representará a la mayoría de la demanda de cuidados domiciliarios futuros.
¿Qué aporta?Un instrumento válido y confiable para medir ganancias de los cuidadores informales de personas con multimorbilidad y dependencia que reciben atención domiciliaria.
El envejecimiento poblacional ha situado la multimorbilidad en el centro de las prioridades de las políticas de salud1, con un aumento de demanda de cuidados de apoyo que recae mayoritariamente en cuidados informales prestados por mujeres, con dificultades crecientes por sus ocupaciones laborales2, obligando en muchos casos a simultanear roles laborales y de cuidado, o a abandonar su vida profesional3.
La carga derivada del rol de cuidador puede generar impactos en salud a nivel psicológico, como trastornos de ansiedad y depresión, uso de psicofármacos4,5, o duelo complicado6, pero también en la esfera física, como el aumento del riesgo de enfermedades cardiovasculares7. Paradójicamente, algunos estudios muestran menos mortalidad en cuidadores familiares, sugiriendo la hipótesis de que esta dedicación puede implicar aspectos positivos parcialmente conocidos que podrían ejercer un efecto protector8. Los modelos salutogénicos consideran que, si una persona tiene a su disposición activos en salud que hacen que perciba su vida como coherente, estructurada y comprensible, tiene más oportunidades para enfrentarse a los desafíos vitales4.
La evaluación del estado de cuidadores familiares se ha centrado mayoritariamente en la sobrecarga9,10. Para la perspectiva de salud positiva existe un instrumento de 10 ítems, el Gain in Alzheimer care Instrument (GAIN)11, validado en España12, que explora ganancias que los cuidadores pudieran obtener en términos afectivos, relacionales o de crecimiento personal. En su versión española inicial mostró una buena fiabilidad con estructura factorial unidimensional12. Una revisión sistemática sobre estos instrumentos comprobó que el GAIN podría ser el más adecuado para cuidadores familiares de mayores institucionalizados13.
No obstante, la versión existente tiene limitaciones. Está validada en cuidadores de personas con demencia, pero no hay versión aplicable a personas con multimorbilidad que, actualmente, constituyen la mayoría de la demanda de cuidados domiciliarios. Existe una versión validada en España obtenida tras análisis factorial exploratorio, con una estructura unidimensional. Posteriormente, en una muestra de cuidadores de personas con demencia se reprodujo esta estructura factorial con métodos confirmatorios, aunque con una muestra reducida y nuevamente solo en esta población específica14.
El objetivo de este estudio es la validación de la escala disponible en español para extenderla a una versión para cuidadores de pacientes con multimorbilidad en el domicilio.
MétodoFase IAdaptación del contenido del cuestionario de Fabà y Villar12 a cuidadoras de personas con multimorbilidad y su validación por un panel de expertos y técnica Delphi. Este cuestionario está formado por 10 ítems, perteneciente a las dimensiones crecimiento personal, ganancias en las relaciones y ganancias de nivel superior. Los ítems tienen un encabezado común «Cuidar de mi familiar…». Y las posibles respuestas son «muy en desacuerdo», «algo en desacuerdo», «ni de acuerdo ni en desacuerdo», «algo de acuerdo» y «muy de acuerdo». Las puntuaciones pueden variar entre 0 (ausencia de ganancia) y 40 (experimentación de mayor ganancia)11,12.
Los criterios de selección de los panelistas incluían amplia experiencia clínica (superior a 10 años) en atención domiciliaria y cuidadores familiares, con perfil de práctica avanzada y formación continua actualizada en la atención domiciliaria (>50h anuales) (anexo 1).
Se les pidió que aportaran modificaciones para la adaptación a la población de estudio, así como la relevancia de los ítems. Los datos se recogieron con LimeSurvey 5.3.
Fase IISe valoró empíricamente la encuesta para determinar su fiabilidad, validez de constructo y discriminante mediante estudio transversal analítico multicéntrico. Se estimó un tamaño muestral mínimo necesario de 144 sujetos para el análisis de fiabilidad para un alfa de 0,05, una beta de 0,9 para un instrumento de 10 ítems y con un valor H0 de 0,7 y H1 de 0,815. Para un análisis confirmatorio con un alfa de 0,05, una potencia de 0,9, en una solución bifactorial de 10 variables observadas, eran necesarios 182 sujetos16. Esta muestra se sobreestimó en un 20% para cubrir posibles pérdidas muestrales (n=220).
Se incluyeron cuidadores familiares de personas con multimorbilidad que llevasen desempeñando esta función al menos durante 6 meses en el Distrito de Atención Primaria de Málaga, entre mayo de 2018 y abril de 2021. Junto a los datos sociodemográficos de pacientes y cuidadores, se evaluó el IEC (índice de esfuerzo del cuidador) y variables relacionadas con aspectos de su quehacer como cuidadores familiares: número de veces que se realizaban determinadas tareas durante el cuidado, tiempo que llevaba cuidando, dedicación percibida al cuidado familiar. También se recogió información acerca del nivel de estudios, ocupación laboral de la cuidadora y si tomaba antidepresivos y/o ansiolíticos (anexo 2).
La recogida de datos se realizó telefónica o presencialmente, en el Centro de Salud o en domicilio. La captación la realizaron enfermeras de familia de forma consecutiva conforme a los listados de citación diaria de sus respectivos cupos de cuidadoras. También se recogió una submuestra de 30 sujetos en la que se administró el instrumento en dos ocasiones, de forma repetida, a los 15 días, para evaluar la fiabilidad test-retest.
AnálisisFase ISe calculó el índice de validez de contenido, por ítems y global, según Lynn et al., mediante escala Likert de 1 a 4, ajustado por la probabilidad de acuerdo por azar, asumiendo un umbral mínimo de 0,8 y el cálculo del k modificado17,18 (anexo 3).
Fase IISe realizó estadística descriptiva de las variables, con medidas de tendencia central y dispersión o porcentajes y evaluación de normalidad mediante test de Kolmogorov-Smirnov. El análisis bivariante se hizo con pruebas no paramétricas por la generalizada ausencia de normalidad: para diferencia de medias U de Man-Whitney y Kruskal-Wallis (no obstante, se calculó también ANOVA con medidas robustas de Brown-Forsythe y comparaciones post-hoc de Games-Howell). Para variables cualitativas, prueba de chi cuadrado. Para la relación entre valores de GAIN como variable dependiente y el tiempo ejerciendo el rol de cuidador, o la edad del cuidador o del paciente, o el tiempo de dedicación semanal al cuidado actuando como variables independientes, se emplearon modelos de regresión lineal.
Para la validación empírica se evaluó primero el efecto techo-suelo mediante frecuencia de endose. Se calculó la consistencia interna mediante omega de McDonald, que no depende de la normalidad de las puntuaciones. También se analizaron las correlaciones inter-ítem e ítem-total. La fiabilidad test-retest se hizo mediante el cálculo del coeficiente de correlación intraclase (CCI) y prueba de Bland-Altman. Para la validez de constructo se realizó, primero, un análisis factorial exploratorio, con el método de extracción del eje principal, rotaciones no ortogonales (Oblimin) y aproximación no lineal mediante correlaciones policóricas. Se usó el método de extracción de ejes principales siguiendo la recomendación de Lloret et al. de emplear métodos de mínimos cuadrados ordinarios para aproximaciones no lineales19. Previamente, se realizó prueba de esfericidad de Bartlett y test de KMO. Posteriormente, se intentó reproducir el modelo unifactorial validado en nuestro país con métodos confirmatorios, y luego con un modelo bifactorial, ante la falta de ajuste del primero. A continuación, se hizo un análisis de ecuaciones estructurales sobre una aproximación bifactorial. Se emplearon como índices de ajuste: función penalizadora (χ2/gl)>3; RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) <0,08 y su intervalo de confianza al 90%; el CFI (Comparative Fit Index) y el TLI (Tucker-Lewis Index), con valores mínimos de buen ajuste ≥0,90.
Todos los análisis fueron realizados con Jamovi 2.4.11, JASP 0.18.3 y con la calculadora de tamaños de Soper20.
Aspectos éticosEstudio autorizado por el Comité de Ética de Investigación Provincial de Málaga, con el número 1091-M1-16. A todas las personas participantes se les solicitó consentimiento informado. Los datos fueron manejados de forma anonimizada y cumpliendo todos los preceptos de la legislación vigente (anexos 4 y 5).
ResultadosFase IEl panel estuvo formado por 16 enfermeras gestoras de casos (un 75% mujeres), con una edad mediana de 52,5 años (RIC 4), una mediana de experiencia laboral de 29,5 años (RIC 4). El 100% tenía formación continua actualizada en el último año, y un 12,5% tenía doctorado (anexo 1).
Tras la fase de consenso sobre el cuestionario de Fabà y Villar se modificaron tres ítems (4, 5 y 7), cambiando la palabra «demencia» por «dependencia». El IVC global obtenido fue de 0,85 con una probabilidad de acuerdo por azar entre 0,0001 y 0,009 (anexo 6). El ítem que obtuvo una mediana más baja en cuanto a la relevancia fue el ítem 6 (mediana 3; RIC 2).
En la fase empírica, la muestra final fue de 227 sujetos, con una edad mediana de los pacientes de 84 (RIC 12) años y la de cuidadores familiares de 59 (RIC 17,5) años. El 78,9% (n=179) de los cuidadores eran mujeres y llevaban una mediana de 4 (RIC 5) años de ejercicio de función cuidadora. Las mujeres presentaban mayores niveles de sobrecarga que los hombres y mayor consumo de ansiolíticos, sin diferencias significativas por sexo en las demás variables evaluadas. Las características detalladas de la muestra y las diferencias por sexo se exponen en la tabla 1. Había una importante diferencia entre el tiempo percibido semanal (mediana 98h; RIC 112), frente al derivado de las tareas reales que desempeñaban (mediana 31,2h; RIC 19,2) (W Wilcoxon: 22,75; p<0,001).
Características de la muestra por sexos
| Hombres (N=48; 22,1%) | Mujeres (N=178; 78,9%) | ||
|---|---|---|---|
| Variables | Mediana (RIC) o n (%) | Mediana (RIC) o n (%) | p |
| Edad cuidador familiar | 61,5 (18,5) | 59 (15) | 0,321* |
| Edad paciente | 83 (12) | 85 (11) | 0,659* |
| Años ejerciendo el rol | 3,5 (5) | 4 (6) | 0,523* |
| IEC | 5 (3) | 6 (4) | 0,002* |
| Dedicación semanal percibida (horas) | 98 (112) | 105 (112) | 0,713* |
| Diferencia tiempo dedicado-percibido | -47,13 (85,29) | -59,25 (109,38) | 0,816* |
| Nivel educativo | |||
| Sin estudios | 3 (6,25) | 15 (8,38) | 0,9a |
| Estudios primarios | 20 (41,67) | 80 (44,69) | |
| Estudios secundarios / bachiller | 19 (39,58) | 66 (36,87) | |
| Estudios universitarios | 6 (12,5) | 18 (10,06) | |
| Ocupación | |||
| Ninguna | 34 (70,83) | 147 (82,12) | 0,181a |
| Media jornada | 4 (8,33) | 12 (6,70) | |
| Jornada completa | 10 (20,83) | 20 (11,17) | |
| Consumo de antidepresivos | 5 (10,42) | 38 (21,23) | 0,09* |
| Consumo de ansiolíticos | 10 (20,8) | 66 (36,90) | 0,037* |
La puntuación mediana del GAIN obtenida fue de 36 (RIC 6). Las frecuencias de endose no mostraron presencia de efecto techo/suelo excepto en el ítem 4, donde se obtuvo una frecuencia del 87,2% en el nivel 4.
El análisis de la fiabilidad ofreció valores de omega de McDonald de 0,82 (IC 95% 0,79 a 0,86) y alfa de Cronbach de 0,82 (IC 95% 0,78 a 0,85), con una correlación media inter-ítem de 0,41. El ítem 6 mostró la correlación ítem-test más baja (0,35) (tabla 2). En el modelo bifactorial, el factor 1 obtuvo un omega de McDonald de 0,75 (IC 95% 0,70 a 0,80) y el factor 2 de 0,79 (IC95% 0,75 a 0,84).
Correlación ítem-total y consistencia interna del instrumento
| Si se descarta el elemento | |||
|---|---|---|---|
| Correlación ítem-total | Alfa de Cronbach | ω de McDonald | |
| G1 | 0,542 | 0,801 | 0,820 |
| G2 | 0,479 | 0,809 | 0,826 |
| G3 | 0,587 | 0,796 | 0,814 |
| G4 | 0,400 | 0,817 | 0,831 |
| G5 | 0,526 | 0,803 | 0,823 |
| G6 | 0,354 | 0,834 | 0,837 |
| G7 | 0,545 | 0,801 | 0,818 |
| G8 | 0,605 | 0,795 | 0,813 |
| G9 | 0,602 | 0,794 | 0,814 |
| G10 | 0,562 | 0,799 | 0,817 |
La fiabilidad test-retest ofreció un CCI de 0,95 (IC95% 0,91 a 0,98) y la gráfica de Bland-Altman ofreció un comportamiento adecuado de las diferencias de puntuaciones (fig. 1).
El análisis factorial exploratorio mostró una estructura bidimensional, con prueba de esfericidad de Bartlett (χ2: 668; p<0,001) y KMO 0,831. Los ítems 4 y 6 obtuvieron la carga factorial más baja. La correlación entre ambos factores fue 0,66. La varianza total explicada por estos dos factores era del 40,5% (22% para el primer factor y 18,5% para el segundo), con valores de ajuste: RMSEA 0,16 (IC90% 0,13 a 0,18); TLI 0,78 (tabla 3). Posteriormente, se evaluó, primero con métodos exploratorios y posteriormente confirmatorios, un modelo unidimensional similar al de la versión adaptada al español para pacientes con demencias, obteniendo peores valores de ajuste exploratorio que en el modelo bifactorial (RMSEA 0,18 [IC90% 0,16 a 0,20]; TLI 0,71) y lo mismo en el caso del análisis confirmatorio: RMSEA 0,11 (IC90% 0,08 a 0,13), TLI 0,81, CFI 0,85; χ2/gl de 3,57 (tabla 4). Por ello, se realizó análisis factorial confirmatorio de la estructura bidimensional, con mejores valores de ajuste que el unidimensional: RMSEA 0,08 (IC90% 0,05 a 0,10), TLI 0,90, CFI 0,93; χ2/gl de 2,45. Adicionalmente, se hizo un análisis de ecuaciones estructurales de este modelo bifactorial, ofreciendo los mejores valores de ajuste: RMSEA 0,024 (IC90% 0,00 a 0,56), con un TLI 0,99, CFI 0,99, χ2/gl de 1,84 y residuos de la matriz de correlaciones <0,1 en todos los casos (fig. 2).
Distribución de puntuaciones crudas, asimetría y curtosis, puntuaciones factoriales y unicidad en modelo bifactorial
| Ítem | Mediana (RIC) | Asimetría | Curtosis | Factor 1 | Factor 2 | Unicidad |
|---|---|---|---|---|---|---|
| G1 | 4 (1) | -1,59 | 2,94 | 0,589 | 0,157 | 0,510 |
| G2 | 4 (1) | -1,95 | 3,99 | 0,879 | 0,145 | 0,369 |
| G3 | 4 (1) | -1,10 | 0,59 | 0,698 | 0,127 | 0,384 |
| G4 | 4 (0) | -2,82 | 7,72 | 0,394 | 0,320 | 0,582 |
| G5 | 4 (1) | -1,63 | 1,72 | 0,473 | 0,245 | 0,569 |
| G6 | 3 (2) | -0,40 | -0,71 | 0,315 | 0,132 | 0,830 |
| G7 | 4 (1) | -1,56 | 1,71 | 0,465 | 0,316 | 0,498 |
| G8 | 4 (1) | -1,62 | 2,89 | 0,047 | 0,918 | 0,210 |
| G9 | 4 (1) | -1,55 | 2,40 | 0,041 | 0,828 | 0,269 |
| G10 | 4 (1) | -1,31 | 0,68 | 0,102 | 0,707 | 0,398 |
RMSEA 0,16 (IC90% 0,13 a 0,18); TLI 0,78.
Coeficiente de Mardia: 46,02 p<0,001; curtosis multivariante: 191,23 p<0,001. En negrita, las puntuaciones más altas de los ítems en los diferentes factores.
Carga factorial y unicidad en modelo unifactorial
| Factor 1 | Unicidad | |
|---|---|---|
| G1 | 0,676 | 0,543 |
| G2 | 0,637 | 0,595 |
| G3 | 0,740 | 0,452 |
| G4 | 0,652 | 0,574 |
| G5 | 0,655 | 0,571 |
| G6 | 0,407 | 0,834 |
| G7 | 0,714 | 0,490 |
| G8 | 0,762 | 0,420 |
| G9 | 0,771 | 0,406 |
| G10 | 0,727 | 0,472 |
RMSEA 0,18 (IC90% 0,16 a 0,20); TLI 0,71.
Coeficiente de Mardia: 46,02 p<0,001; curtosis multivariante: 191,23 p<0,001.
Se evaluó la capacidad discriminatoria del GAIN referente a la presencia de sobrecarga a partir de las cifras de IEC (tomando el punto de corte identificado por Odriozola et al., 2008). Se observaron puntuaciones significativamente más altas de GAIN entre cuidadores sin sobrecarga, que entre aquellos que tenían valores de IEC>8: cuidadores sin sobrecarga, GAIN mediano 36 (RIC 4,75) frente a GAIN mediano 33 (RIC 8) en cuidadores con sobrecarga (U=3075; p<0,001).
Los valores del GAIN según el nivel educativo de las personas cuidadoras no mostraron diferencias significativas (F (3, 223)=1,83; p=0,141, ɳ2 0,024; Kruskal-Wallis: 5,80; p=0,122), ni tampoco por el estado ocupacional (F (2, 224)=0,192; p=0,825, ɳ2 0,002; Kruskal-Wallis: 0,98; p=0,611). En los análisis post-hoc no se encontraron diferencias entre subgrupos en ninguno de los casos.
Las personas cuidadoras que consumían antidepresivos tenían valores medianos de GAIN significativamente inferiores: 36 (RIC 5,25) frente a 35 (RIC 9); (U=2985; p=0,012). En el caso del consumo de ansiolíticos no fue así: 36 (RIC 6) frente a 35 (RIC 7,25); (U=5240; p=0,290).
No hubo asociación significativa entre el tiempo ejerciendo el rol de cuidador y GAIN (β=0,1; p=0,133), ni con la dedicación diaria percibida (β=0,03; p=0,570), ni la real (β=-0,04; p=0,506), ni con la edad de la persona cuidadora (β=-0,02; p=0,707), ni la del paciente (β=-0,008; p=0,902) (tabla 1).
DiscusiónEl GAIN como instrumento de ganancias fue adaptado y validado en España para cuidadores de personas con demencia con estructura factorial unidimensional12; posteriormente se comprobó que podría ser adecuado para cuidadores familiares de mayores institucionalizados13. Con este estudio pretendemos su adaptación y validación a cuidadores de pacientes con multimorbilidad en el entorno domiciliario y el análisis de su estructura factorial.
En nuestro estudio la puntuación mediana del GAIN obtuvo valores elevados, algo superiores a los de estudios previos11,12. Es posible que estas diferencias pudieran ser debidas a las distintas características de los tipos de pacientes a los que prestan el cuidado, así como el contexto de la atención: en el estudio original11 la mayoría de pacientes procedían de un centro ambulatorio de demencia o de una asociación de Alzheimer en un país asiático, mientras que en nuestro estudio todos los pacientes eran multimórbidos, con gran dependencia y confinados en domicilio. Se han reportado diferencias interculturales en distintas dimensiones del cuidado familiar, como por ejemplo la sobrecarga21–23 y no podría descartarse que también los aspectos positivos del cuidado se viesen afectados por valores y normas culturales, sobre todo en un contexto de fuerte arraigo del cuidado familiar, como es el caso de los países del sur de Europa24.
Las diferencias entre el tiempo real y el percibido de dedicación al cuidado familiar coinciden con estudios previos llevados a cabo en España, en los que se atribuye esta distorsión de la percepción temporal al estado funcional de la persona cuidada, la sobrecarga del cuidador, la edad y la convivencia en el mismo hogar, con diferencias de hasta 4h25.
En cuanto al proceso de validación, la estructura original unidimensional del instrumento tuvo peores valores de ajuste que la estructura bidimensional. En la validación inicial realizada en España, se obtuvo en principio una estructura bidimensional, pero se consideró unidimensional tomando las correlaciones y la cantidad de varianza explicada por un solo factor que, posteriormente, fue confirmada con métodos confirmatorios en cuidadores de personas con demencia11–14. Serían necesarios estudios posteriores de invariancia factorial para determinar si este comportamiento es atribuible a la muestra empleada o si, por el contrario, se mantiene este patrón dimensional en ulteriores muestras y contextos.
La fiabilidad de la escala, evaluada a través de su consistencia interna, fue satisfactoria y similar a la escala GAIN original y a la adaptada al español, así como la fiabilidad test-retest11,12. El ítem 6 («ha ayudado a unir más a mi familia») es el que obtuvo puntuaciones más bajas entre los cuidadores familiares participantes, además del que menor índice de discriminación aportó, de modo similar a los análisis llevados en nuestro medio12,14. Los expertos que participaron en la fase de validación de contenido también consideraron este ítem con los valores más bajos de relevancia sobre el resto. Por otra parte, hay que tener en cuenta que la organización y distribución de la provisión de apoyo en los cuidados a una persona con dependencia suscita con frecuencia tensiones entre los familiares e, incluso, el estrés de la situación puede exacerbar conflictos familiares preexistentes y plantear nuevos desafíos para el funcionamiento familiar26,27. Además, autores previos han sugerido, en cuanto al comportamiento psicométrico del ítem 6, que puede estar midiendo aspectos que no estén enteramente dentro del locus de control del cuidador individual11,12. El resto de los ítems ha tenido un comportamiento similar al de los estudios previos de validación en España en cuidadores de pacientes con demencia, aunque el ítem 9 («me ha ayudado a crecer a nivel espiritual») es aceptado por un porcentaje alto de cuidadores, cosa que no ocurre en los estudios anteriormente mencionados.
En cuanto a los aspectos positivos del cuidado como mediador, Yang et al.28 identificaron que ejercen una función moderadora sobre los niveles de depresión de los pacientes con demencia. En España, García-Castro et al. evaluaron el posible efecto mediador de las ganancias percibidas entre factores contextuales y estresores del cuidado y la satisfacción vital, por su posible acción como estrategia de afrontamiento, encontrando que la esperanza tenía una asociación significativa con la ganancia percibida por el cuidado, aunque no se encontró un vínculo mediador entre estresores y satisfacción vital29.
La preparación de un cuidador depende de su nivel de carga y resiliencia, siendo esta última un factor explicativo de la preparación del cuidador, asociándose con bajo nivel de sobrecarga. La resiliencia está relacionada con múltiples indicadores de funcionamiento saludable (calidad de vida, apoyo social, afrontamiento positivo), ya que amortigua los resultados negativos de carga y angustia4. Podría haber otras ganancias no recogidas en la escala GAIN más representativas de las experiencias de cuidadores de nuestro contexto sociocultural, teniendo en cuenta que los ítems de la escala original fueron creados a partir de un grupo reducido de entrevistas en un medio cultural distinto. Otra desventaja son los conceptos excesivamente complejos para algunos cuidadores, como los de «autoconsciencia» o «perspectiva vital»11,12. Algunos aspectos que podrían estar vinculados al constructo de ganancia en el cuidado podrían ser el reconocimiento del rol por terceros y la confianza de la persona cuidadora, aunque habría que explorar futuras versiones que incorporasen estos elementos30.
Este estudio tiene la limitación del diseño transversal, que impide evaluar la sensibilidad al cambio del instrumento, o la validez predictiva sobre algunos desenlaces, como podrían ser la sobrecarga longitudinal. Además, se ha realizado en contexto urbano y podría ser que en entornos rurales adoptase variaciones en métrica y validez, por lo que recomendamos llevar a cabo un estudio de invariancia teniendo en cuenta este punto de vista. No obstante, la robustez de las pruebas de validación empleadas y los resultados obtenidos permiten confiar en la consistencia y constructos hallados en futuras validaciones empíricas.
Como conclusiones, la escala GAIN es un instrumento válido y fiable para medir aspectos positivos del cuidado en cuidadores informales de personas con multimorbilidad que reciben atención domiciliaria y puede usarse en entornos clínicos y en investigación, aunque es preciso determinar su sensibilidad al cambio en estudios longitudinales. Su utilización en la práctica clínica permite áreas de intervención desde una perspectiva salutogénica y comprender mejor qué factores se pueden potenciar en los cuidadores para preservar su resiliencia durante el proceso.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
