INVESTIGACION
RESUMEN RESULTADOS
- Puntuaciones en la escala total
- Análisis Factorial
- Correlaciones con la escala Framingham
- Comparaciones intergrupales
DISCUSION Y CONCLUSIONES
En este artículo se presenta una nueva investigación con la escala de Conducta Tipo A ERCTA, desarrollada con una población española. Esta escala, de ocho ítems, se ha aplicado o sujetos normales y a pacientes con enfermedades cardíacas.
Mostramos la validez y fiabilidad de la escala mediante los coeficientes alfa, análisis factorial, y significación de diferencias de medias, para demostrar su consistencia interno, así como su validez de constructo y criterial.
El análisis factorial (componentes principales, rotación varimax) muestra una estructura de dos factores, El Factor 1 podría relacionarse con una orientación positiva hacia el trabajo, mientras que el Factor 2 puede tener relación con estrés laboral. El ítem 8 (expresión emocional), que en otros estudios aparecía aislado de esta estructuro bifactorial, se relaciona ahora con el segundo factor
This paper presents o new research on the Type A behaviour scale ERCTA, developed with Spanish population. The scale, of eight items, it has been applied to two groups: normals, and patients with cardiac diseases,
We show the validity and reliability of that scale by means of: alpha coefficients, factor analysis, and means differences, to demonstrate its internal consistency, construct validity and criterion-related validity.
Factor analysis (principal components, varimax rotation) shows a structure of two factors. The Factor 1 would be related with o positive work orientation, while factor 2 can hove relationship to work stress. Item 8 (emotional expression), that in other studies was appearing Isolated of this bifactorial structure, is related now to the second factor.
Conducta Tipo A. Análisis Factorial. Enfermos Coronarios.
Type A behaviour Factor Analysis, Coronary Patients.
El patrón de Conducta Tipo A (PCTA) tiene su origen en la descripción de conductas hecha por Friedman y Rosenman (1974) a partir de observaciones realizadas desde los años cincuenta. Estos autores suponen que el PCTA implica unas características de rasgo en la persona que, en interacción con ciertos acontecimientos ambientales, producen dichas conductas.
Entre las características que incluye el PCTA están: competitividad, agresividad, irritabilidad, orientación al trabajo (work orientation), preocupación por los plazos, urgencia, etc. Desde el punto de vista físico esto se traduce en una tensión general, habla explosivo, estado de alerta, ritmo acelerado e irritación, entre otras características (Cf. Friedman y Rosenman, 19.74; Matthews, 1988). En los últimos años, se ha producido un intento por integrar los vectores de patrones de Conducta aislados en modelos -o tipologías- más organizados, que incluyen también, por ejemplo, las conductas supuestamente favorecedoras de la aparición de cáncer (Grossarth-Maticek y Eysenck, 1990; Grossarth et al., 1988; Cf. la revisión de Eysenck, 1991). Estos modelos, no obstante, no han podido ser comprobados en estudios amplios y bien controlados (Amelang et al- 1996).
Entre las escalas del PCTA que han sido traducidos y utilizadas extensamente en nuestro país conviene citar la escala de Bortner (Bortner Rating Scale)(Bortner, 1969; cf, Flores y cols., 1985; Del Pino y cols., 1992), la escala Tipo A de Framingham (Framingham Type A Scale)(Haynes et al., 1978; cf. Del Pino y cols., 1990; García Fernández-Abascal, 1994), y la prueba de Jenkins (Jenkins Activity Survey) (Jenkins, Zyzanski y Rosenman, 1979; cf. García Fernández-Abascal, 1994).
Inspirándose en las descripciones al uso se desarrolló una medida nueva (véase apéndice), con un número reducido de ítems, 8, y un tiempo de aplicación breve, alrededor de cinco minutos, cuyo objetivo principal es la detección (screening) del PCTA en grupos grandes de sujetos (Rodríguez-Sutil et al- 1996).
Una medido del Tipo A, como señala Powell (1987) puede ser considerado como válida si demuestra su relación con otras medidas del PCTA validados y si se puede demostrar que ayuda a predecir la aparición de un trastorno coronario. Aunque es preciso advertir que la validez del PCTA para predecir los trastornos coronarios ha sido muy cuestionada en los últimos años (Cf. Foreyt, 1990; Miller et al., 1991).
Nosotros intentamos mostrar la validez de nuestro instrumento, en primer lugar, por su validez de constructo, factorial, y mediante la aplicación simultánea a un grupo de sujetos de nuestro cuestionario y de la escala de Framingham, antes citada. Posteriormente comparamos las puntuaciones de dos grupos de sujetos diferentes: normales, y con una serie diversa de enfermedades cardiovasculares,
La muestra total se compone de 476 sujetos separados en dos grupos. El primero y más numeroso (Grupo 1) consta de 316 sujetos incidentales. La media de edad de ese grupo es de 23.5 años (d.t.= 4.58), por la presencia de un buen número de estudiantes.
El segundo (Grupo 2) se compone de pacientes que fueron examinados en el Servicio de Cardiología del Hospital Gregorio Marañón por las dos últimos firmantes de este artículo (heteroaplicación individual). Se compone de 154 pacientes ingresados o en consulta externa que padecen trastornos coronarios bien documentados u otros trastornos cardiovasculares. Su media de edad es de 57.9 (d.t.= 13.3). En cuanto al género debemos comentar que la muestra es mayoritariamente femenina (300 frente a 176 varones), especialmente en el Grupo 1, compuesto en su mayoría por estudiantes, mientras que en el Grupo 2 la relación era de 117 hombres para 38 mujeres.
El instrumento de medido utilizado fue la ERCTA-a, instrumento de "screening" del PCTA, diseñado por los dos primeros firmantes del equipo investigador. Esta escala está constituida por 8 ítems de respuesta graduado en 5 puntos (véase APÉNDICE l), La dificultad que se observó al aplicar las primeras pruebas a la muestra clínica en la comprensión del lenguaje utilizado para formular los preguntas nos llevó a elaborar una forma paralelo, ERCTA-b (véase APÉNDICE 2) con un lenguaje más simple, La correlación entre ambas escalas, obtenido con 163 sujetos del Grupo 1 es suficientemente alta (r= .880). Mostrando ambas escalas en estos sujetos, semejantes medias y desviaciones típicas, como puede observarse en la tabla 1.
También se aplicó la escala Tipo A de Framingham (Framingham Type A Scale)(Haynes et al., 1978) a sujetos del Grupo 1 en conjunción con las escalas ERCTA-b (N=243) y ERCTA-b (N=155).
Igualmente se pedía a los sujetos que respondieron a un breve cuestionario sobre temas generales de salud (consumo de tabaco, sobrepeso, etc.) cuya relación con las puntuaciones en las escalas será analizada en un trabajo posterior.
La distribución de puntuaciones en la escala ERCTA para la muestra total, una vez eliminado el ítem 8 (por lo que la puntuación teórica de cada individuo puede oscilar entre 7 y 35), en un estudio anterior (Rodríguez Sutil, et al., 1994) era aproximadamente normal, con una media de 24.36 que coincide con la mediana, 24.00, y una desviación típica igual a 3.81. Si consideramos, como en otros trabajos (Cf. Miller et al., 1991) que la proporción del PCTA en la población es de alrededor del 50%, podríamos señalar la puntuación de 24 como orientativa. En la muestra actual, la media es ligeramente más baja (22.94; dt.=3.73), tal vez por el aumento de población juvenil y femenina, con una distribución aproximadamente normal. En cuanto a la forma paralela (ERCTA-b) la media es de 24.60 (d.t.=3.86), algo mayor debido a que la abundancia de sujetos clínicos.
La validez de constructo de las escalas fue establecida por medio de un análisis de componentes principales con rotación varimax, utilizando el programa FACTOR del SPSS. Con la ERCTA-a -aplicada a 397 sujetos- se obtuvieron, en un primer análisis, 2 factores, siguiendo el criterio de Kaiser de autovalores mayores que 1. En conjunto explicaban el 49.8 de la varianza total. En la tabla 2 presentamos esta solución factorial,
En el factor 1 pesan de manera relevante los ítems 2, 4 y 7, que podríamos considerar que componen un rasgo positivo de orientación hacia el trabajo (actividad, deseo profesional, atención al trabajo). El factor 2, en cambio, podría representar un rasgo negativo de tensión laboral (estrés, perfeccionismo, competitividad, prisa). El ítem 8, que en anteriores estudios parecía quedar aislado, satura positivamente en el factor 2, y negativamente en el factor 1, resultado que parece coherente con la caracterización que acabamos de hacer. Esto es, los sujetos que experimentan estrés son los que también presentan mayor dificultad en la expresión de sus emociones.
La escala ERCTA-b -aplicada a 252 sujetos- arrojó también 2 factores, siguiendo el criterio de Kaiser de autovalores mayores que 1, En conjunto explicaban el 48.9 de la varianza total. En la tabla 3 presentamos esta solución factorial.
Como se observará, esta segunda tabla repite punto por punto la misma estructura factorial de la primera, lo que supone una confirmación adicional a la interpretación que antes proponíamos. Según estos datos, incluso, el elemento 8 aparece asociado de forma más clara al factor 2.
Los análisis de elementos y el cálculo del coeficiente alpha de fiabilidad-consistencia interna, fueron realizados con el programa RELIABILITY del SPSS. Los índices de homogeneidad de los elementos alcanzaron valores altos en ambas escalas. El coeficiente alpha, eliminado el elemento 8, alcanza el valor de .6834, para la ERCTA-a, y de .7073, para la ERCTA-b, que son valores bastante elevados si tenemos en cuento su reducida longitud. Cuando se combinan ambas escalas -con 171 sujetos- el coeficiente Alpha se eleva hasta .8389, considerando 14 ítems.
En la tabla 4 puede comprobarse que las escalas ERCTA correlacionan de forma moderado y significativo con uno de los instrumentos de medida PCTA más usuales, como es la Escala de Conducta Tipo A de Framingham. Llamo la atención, no obstante, que las mayores correlaciones se produzcan con el factor 2. Esto parece sugerir que es este factor, y los ítems que en él se integran, el que mejor representa las características del PCTA y, por tanto, que este patrón debe entenderse, sobre todo, como un rasgo negativo de tensión laboral autoprovocada.
En la tabla 5, finalmente, aparecen recogidas las diferencias de medias entre los dos grupos de estudio. Estas diferencias, como se indica, son significativas. Las diferencias, incluso, son lo suficientemente importantes como para que nos pudiéramos plantear su utilidad en el ámbito clínico. Debemos moderar, no obstante, dicha postura. Según la experiencia directa con los pacientes, recogida por las dos últimos firmantes, estos pacientes pueden haber sido suficientemente informados por el staff sanitario sobre las posibles causas de su enfermedad, el estilo de vida, y los cambios que deben realizar para su bienestar futuro. Queda pendiente, por tanto, la mejor forma de validación criterial, que sería la predicción de trastornos coronarios.
Los resultados de la matriz factorial nos hacen pensar que el PCTA responde a dos variables principales, a las que hemos denominado: orientación hacia el trabajo y tensión o estrés laboral. Estos dos componentes son semejantes a la "presión competitiva" (competitive drive) e "Impaciencia" (impatience) que, según Matthews (1982), son los dos únicos componentes que se asocian con la aparición posterior de trastornos cardíacos, con la escala de Framingham, de un total de cinco factores. Como se ha visto, la relación con dicha escala es evidente, sobre todo, en el factor 2. Esto nos hace pensar que el PCTA, como indicador de riesgo coronario, se halla impregnado sobre todo por el estrés y las tendencias hostiles. El ítem 8, que en anteriores estudios parecía quedar aislado, satura positivamente en el factor 2, y negativamente en el factor 1, lo que sugiere que dichos sujetos, que experimentan estrés, son los que también presentan mayor dificultad en la expresión de sus emociones. Citaremos dos estudios procedentes de los Países Escandinavos. En el más reciente, realizado en Suecia por Orth-Gomer, 1994, esta autora ha encontrado que la relación entre PCTA y el riesgo coronario sólo es efectiva en aquellos sujetos que carecen del adecuado apoyo social. Por otra parte, Venalainen y Salonen (1992), en Finlandia, desde una perspectiva psicodinámica, muestran que los sujetos Tipo A suelen tener una personalidad más narcisista, explotadora y humanamente distanciada que el resto de las personas. Según estos datos, no parece adecuado eliminar el ítem 8, a pesar de lo que sugieren otros autores (Cf. Del Pino et al., 1992), o nosotros mismos en anteriores trabajos.
Una de las conclusiones generales que podemos alcanzar es que, como señalan varios autores (Powell, 1987; Matthews, 1988; Miller et al., 1991 entre otros), es preciso separar los componentes del PCTA en orden a realizar una predicción más precisa de la aparición de trastornos cardiovasculares en la población estudiado.
Finalmente, conviene resaltar el adecuado apoyo que han recibido los escalas ERCTA (a y b), por su estructura factorial, la correlación con otras medidas del PCTA y en la diferenciación de grupos diagnósticos.
