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Propiedades psicométricas del instrumento adaptado European Health Literacy Survey Questionnaire short-short form

Objetivo:

investigar las propiedades psicométricas de la versión en portugués brasileño del cuestionario de alfabetización en salud European Health Literacy Survey Questionnaire short-short form (HLS-EU-Q6) en adultos brasileños.

Método:

el instrumento fue traducido y probado primero en una muestra de 50 individuos. Luego, se aplicó a una muestra de 783 individuos adultos. Los datos pasaron por un proceso adecuado de prueba de las propiedades, con la combinación de técnicas de Análisis Factorial Exploratorio, Análisis Factorial Confirmatorio y Teoría de Respuesta al Ítem. Para evaluar la confiabilidad se utilizaron los indicadores alfa de Cronbach y Omega de McDonald's. Se aplicó validación cruzada con análisis de datos completo.

Resultados:

la mayoría de los participantes era de sexo femenino (68,1%), con una edad media de 38,6 (dt = 14,5) años y el 33,5% cursó hasta la educación primaria. Los resultados indicaron un modelo unidimensional con una varianza explicada de 71,23%, niveles adecuados de carga factorial, comunalidades y discriminación de ítems, así como estabilidad y replicabilidad del instrumento a otras poblaciones.

Conclusión:

la versión brasileña de HLS-EU-Q6 indicó que el instrumento es apto para su aplicación indiscriminada en la población a la que se destina para evaluar los niveles de alfabetización en salud.

Descriptores:
Alfabetización en Salud; Promoción de la Salud; Estudio de Validación; Encuestas y Cuestionarios; Sistema Único de Salud; Adulto


Objective:

to investigate the psychometric properties of the Brazilian Portuguese version of the health literacy questionnaire European Health Literacy Survey Questionnaire short-short form (HLS-EU-Q6) in Brazilian adults.

Method:

the instrument was translated and pre-tested in a sample of 50 individuals. Subsequently, it was applied to a sample of 783 adult individuals. The data went through an appropriate process of testing the properties, with the combination of techniques of Exploratory Factor Analysis, Confirmatory Factor Analysis and Item Response Theory. For the assessment of reliability, the Cronbach's alpha and McDonald's Omega indicators were used. Cross-validation with full data analysis was applied.

Results:

the majority of the participants was female (68.1%), with a mean age of 38.6 (sd=14.5) years old and 33.5% studied up to elementary school. The results indicated a unidimensional model with an explained variance of 71.23%, adequate factor load levels, commonality and item discrimination, as well as stability and replicability of the instrument to other populations.

Conclusion:

the Brazilian version of HLS-EU-Q6 indicated that the instrument is suitable for indiscriminate application in the population to which it is intended to assess health literacy levels.

Descriptors:
Health Literacy; Health Promotion; Validation Study; Surveys and Questionnaires; Unified Health System; Adult

Objetivo:

investigar as propriedades psicométricas da versão adaptada ao português do Brasil do questionário de letramento em saúde European Health Literacy Survey Questionnaire short-short form (HLS-EU-Q6) em adultos brasileiros.

Método:

o instrumento foi traduzido e pré-testado em uma amostra de 50 indivíduos. Em seguida, ele foi aplicado em uma amostra com 783 indivíduos adultos. Os dados passaram por um processo adequado de testagem das propriedades, com a combinação de técnicas da Análise Fatorial Exploratória, Análise Fatorial Confirmatória e Teoria de Resposta ao Item. Para a avaliação da confiabilidade, foram utilizados os indicadores de alfa de Cronbach e o Ômega de McDonald. Foi aplicada a validação cruzada com análise integral dos dados.

Resultados:

a maioria dos participantes era do sexo feminino (68,1%), com idade média de 38,6 (dp=14,5) anos e 33,5% estudaram até o ensino fundamental. Os resultados indicaram um modelo unidimensional com variância explicada de 71,23%, níveis de cargas fatoriais, comunalidades e discriminação do item adequados, bem como estabilidade e a replicabilidade do instrumento para outras populações.

Conclusão:

a versão brasileira do HLS-EU-Q6 indicou que o instrumento está adequado para aplicação de forma indiscriminada na população a que se destina para aferir os níveis de letramento em saúde.

Descritores:
Letramento em Saúde; Promoção da Saúde; Estudo de Validação; Inquéritos e Questionários; Sistema Único de Saúde; Adulto

Introducción

La Alfabetización en Salud (Letramento em Saúde) es un constructo relacionado con el uso de múltiples formas de información en salud en los más variados contextos(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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). Aunque existen varias definiciones, que incluyen características personales, recursos sociales y el rol de los servicios de salud en este proceso(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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-22 Liu C, Wang D, Liu C, Jiang J, Wang X, Chen H et al. What is the meaning of health literacy? A systematic review and qualitative synthesis. Fam Med Community Health. 2020;8(2):e000351. doi:10.1136/fmch-2020-000351
https://doi.org/10.1136/fmch-2020-000351...
), para la Organización Mundial de la Salud (OMS), la Alfabetización en Salud (AS) se refiere a conocimientos, motivaciones y habilidades de las personas para acceder, comprender, juzgar y aplicar la información en salud, para que puedan tomar decisiones que les ayuden a desenvolverse en los sistemas de salud, así como también a promover, prevenir y cuidar su salud(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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).

Los estudios indican que los bajos niveles de AS están relacionados con una menor participación en actividades que promueven la salud y la prevención de enfermedades, elecciones de salud menos acertadas, menor desempeño en el autocontrol de enfermedades crónicas, mayor frecuencia de hospitalizaciones y casos de morbilidad y mortalidad, con un consiguiente aumento de los costos para los sistemas de salud(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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,33 Palumbo R. Examining the impacts of health literacy on healthcare costs. An evidence synthesis. Health Serv Manage Res. 2017;30(4):197-212. doi: 10.1177/0951484817733366
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). Por ende, la AS es considerada por la OMS como un importante determinante social de la salud, influenciado por las características socioeconómicas, culturales y el funcionamiento de los sistemas de salud(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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).

Ya se han desarrollado varios instrumentos para medir este constructo en individuos y poblaciones(44 Liu H, Zeng H, Shen Y, Zhang F, Sharma M, Lai W, et al. Assessment Tools for Health Literacy among the General Population: A Systematic Review. Int J Environ Res Public Health. 2018;15(8). pii: E1711. doi: 10.3390/ijerph15081711
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-55 Nguyen TH, Paasche-Orlow MK, McCormack LA. The State of the Science of Health Literacy Measurement. Stud Health Technol Inform. 2017;240:17-33. doi: 0.3233/ISU-170827
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), sin embargo, la mayoría evalúa solo las características funcionales de la AS, es decir, las habilidades personales para leer y comprender información escrita y oral relacionada con la salud(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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,66 Nutbeam D, McGill B, Premkumar P. Improving health literacy in community populations: a review of progress. Health Promot Int. 2018;33(5):901-11. doi: 10.1093/heapro/dax015
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). Para superar esta brecha, una asociación europea de instituciones de investigación desarrolló un modelo multidimensional e integrador de AS y desarrolló un instrumento para su medición que consta de 47 ítems, denominado HLS-EU-Q47(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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,77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.). El cuestionario HLS-EU-Q47 evalúa las habilidades individuales para comprender, evaluar y aplicar información relacionada con la salud y se desarrolló sobre la base de un modelo conceptual de alfabetización que integra tres dominios: atención de la salud (16 preguntas), promoción de la salud (16 preguntas) y prevención de enfermedades (15 preguntas). Sus opciones de respuesta están organizadas de acuerdo con una escala Likert de cuatro puntos que va de 1, para muy difícil, a 4, para muy fácil(77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.

8 Duong TV, Aringazina A, Baisunova G, Nurjanah, Pham TV, Pham KM, et al. Measuring health literacy in Asia: Validation of the HLS-EU-Q47 survey tool in six Asian countries. J Epidemiol. 2017;27(2):80-6. doi: 10.1016/j.je.2016.09.005
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-99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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). Debido a que se tarda unos 10 minutos en completarlo, se han desarrollado versiones más cortas, es decir, el HLS-EU-Q16 (short form) y el HLS-EU-Q6 (short short form), que tienen 16 y seis preguntas, respectivamente(99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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). Sin embargo, hasta la fecha, pocos estudios han utilizado HLS-EU-Q6(77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.,99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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10 Amoah PA, Philllips DR, Gyasi RM, Koduah AO, Edusei J. Health literacy and self-perceived health status among street youth in Kumasi, Ghana. Cogent Med. 2017;4(1):1275091. doi: https://doi.org/10.1080/2331205X.2016.1275091
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11 Vandenbosch J, den Broucke SV, Schinckus L, Schwarz P, Doyle G, Pelikan J, et al. The impact of health literacy on diabetes self-management education. Health Educ J. 2018;77(3):349-62. doi: doi.org/10.1177/0017896917751554
https://doi.org/10.1177/0017896917751554...
-1212 Schinckus L, Dangoisse F, Van den Broucke S, Mikolajczak M. When knowing is not enough: Emotional distress and depression reduce the positive effects of health literacy on diabetes self-management. Patient Educ Couns. 2018;101(2):324-30. doi: 10.1016/j.pec.2017.08.006
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) y/o evaluado sus propiedades psicométricas(1313 Lorini C, Lastrucci V, Mantwill S, Vettori V, Bonaccorsi G; Florence Health Literacy Research Group. Measuring health literacy in Italy: a validation study of the HLS-EU-Q16 and of the HLS-EU-Q6 in Italian language, conducted in Florence and its surroundings. Ann Ist Super Sanita. 2019;55(1):10-8. doi: 10.4415/ANN_19_01_04
https://doi.org/10.4415/ANN_19_01_04...
-1414 Rouquette A, Nadot T, Labitrie P, Van den Broucke S, Mancini J, Rigal L, et al. Validity and measurement invariance across sex, age, and education level of the French short versions of the European Health Literacy Survey Questionnaire. PLoS One. 2018;13(12):e0208091. doi: 10.1371/journal.pone.0208091
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), mostrando la importancia de probarlo de manera más sólida en otros poblaciones.

Aunque la mayor parte de la investigación sobre AS se concentra en el continente europeo, Norteamérica y Australia(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
https://library.oapen.org/handle/20.500....
-22 Liu C, Wang D, Liu C, Jiang J, Wang X, Chen H et al. What is the meaning of health literacy? A systematic review and qualitative synthesis. Fam Med Community Health. 2020;8(2):e000351. doi:10.1136/fmch-2020-000351
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), se ha observado una expansión de los estudios en otras partes del mundo en la última década, como en Brasil(1515 Rigolin CCD, Bastos Jr JC, Mello LC, Carvalho CCB. The Brazilian scientific production of theses and dissertations on health literacy. R Tecnol Soc. 2018;14(34):178-95. doi: http://dx.doi.org/10.3895/rts.v14n34.7599
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-1616 Maragno CAD, Mengue SS, Moraes CG, Rebelo MVD, Guimarães AMM, Pizzol TDSD. Test of health Literacy for Portuguese-speaking Adults. Rev Bras Epidemiol. 2019;22:e190025. doi: 10.1590/1980-549720190025
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), incluida la creación de la Red Brasileña de Alfabetización en Salud (Rede Brasileira de Letramento em Saúde, REBRALS). Teniendo en cuenta el bajo nivel educativo y las dificultades para comprender las recomendaciones profesionales de la población brasileña(1515 Rigolin CCD, Bastos Jr JC, Mello LC, Carvalho CCB. The Brazilian scientific production of theses and dissertations on health literacy. R Tecnol Soc. 2018;14(34):178-95. doi: http://dx.doi.org/10.3895/rts.v14n34.7599
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-1616 Maragno CAD, Mengue SS, Moraes CG, Rebelo MVD, Guimarães AMM, Pizzol TDSD. Test of health Literacy for Portuguese-speaking Adults. Rev Bras Epidemiol. 2019;22:e190025. doi: 10.1590/1980-549720190025
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), es importante que existan instrumentos sencillos y breves para medir el constructo de AS en este contexto, para que sea aplicable en la práctica de servicios de salud.

En Brasil, el término literacy se ha traducido como alfabetização, literacia y letramento(1717 Soares M. Multiple facets of literacy and initial reading instruction. Rev Bras Educ. 2004;(25):5-17. doi: https://doi.org/10.1590/S1413-24782004000100002
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). Sin embargo(1717 Soares M. Multiple facets of literacy and initial reading instruction. Rev Bras Educ. 2004;(25):5-17. doi: https://doi.org/10.1590/S1413-24782004000100002
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), aunque ambos procesos son inseparables, la alfabetização debe entenderse como el "proceso de adquisición y apropiación del sistema escrito, alfabético y ortográfico" mientras que letramento como "el desarrollo de las habilidades de lectura y escritura en prácticas sociales que involucran el lenguaje escrito, y actitudes positivas hacia esas prácticas".

A pesar de este fructífero contexto de investigación, también se observa que, hasta la fecha, fueron validados pocos instrumentos para medir la AS en la población brasileña que además de medir sus aspectos funcionales, incorporen aspectos más amplios del constructo y sean de fácil y rápida aplicación(1818 Health Literacy Tool Shed. [Homepage]. [cited Jun 29, 2020]. Available from: https://healthliteracy.bu.edu/language_of_validated_version=20
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). Por lo tanto, el objetivo del presente estudio fue analizar la evidencia de las propiedades psicométricas del instrumento HLS-EU-Q6, validado para el portugués brasileño.

Método

El proyecto de investigación fue presentado y aprobado por el Comité de Ética en Investigación (CAAE: 58131216.5.0000.5418). Inicialmente, se solicitó a la Profª Kristine Sørensen, autora responsable del instrumento, que autorizara su traducción al portugués brasileño.

El instrumento fue traducido y adaptado de acuerdo a las recomendaciones de la literatura(1919 Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2001;25:3186-91. doi: 10.1097/00007632-200012150-00014
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-2020 Reichnheim ME, Moraes CL. Operationalizing the cross-cultural adaptation of epidemological measurement instruments. Rev Saúde Pública. 2007;41(4):665-73. doi: doi.org/10.1590/S0034-89102006005000035
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). Para ello, la versión original del cuestionario HLS-EU-Q47 fue traducida del inglés al portugués brasileño por dos profesores de inglés y un investigador en salud con conocimiento del idioma inglés.

La versión de consenso fue luego traducida al inglés (back-translation) por dos traductores nativos de habla inglesa que no participaron en la primera etapa de la traducción. Un comité de expertos, compuesto por seis experts en salud con experiencia en el campo de la Alfabetización en Salud y con un alto nivel de dominio del inglés y por un profesor de portugués y lingüístico, evaluó todo el proceso de traducción y retrotraducción y propuso una versión final del instrumento, cuya versión en inglés fue sometida a evaluación y aprobación por el autor responsable. A continuación, se aplicó la versión de HLS-EU-Q47 a 50 personas adultas, usuarios de los servicios de salud en los municipios de Piracicaba, SP; São Paulo, SP; Aparecida de Goiânia, GO y Fortaleza, CE, seleccionados al azar. No hubo necesidad de cambios en el instrumento después de esta fase de prueba previa.

La evaluación de las propiedades psicométricas del HLS-EU-Q6 se realizó mediante un estudio transversal con una muestra de 783 individuos adultos. Entre ellos, 320 vivían en un área adscrita a una Unidad Básica de Salud (UBS) ubicada en la ciudad de São Paulo, SP y 293 vivían en áreas cercanas a tres Unidades de Salud Familiar (USF) ubicadas en la ciudad de Piracicaba, SP. Las residencias fueron seleccionadas al azar. Con el registro de los usuarios y con la ayuda de un programa de telefonía celular, se invitó a las personas a participar en la investigación y se las entrevistó en sus hogares. Además, participaron en el estudio 50 personas que estaban como acompañantes esperando en la sala de espera de una institución de referencia para el tratamiento del cáncer en Fortaleza, CE y fueron invitadas aleatoriamente a participar en la investigación. Finalmente, se invitó aleatoriamente a 120 usuarios de una USF ubicada en Aparecida de Goiânia, GO que esperaban asistencia en la sala de espera y aceptaron participar en la investigación.

Para el cálculo del tamaño de la muestra se consideró una proporción de al menos 15 adultos para cada pregunta del cuestionario, superior a la recomendación general encontrada en la literatura de 10:1, lo que permite análisis más precisos(2121 Hair JR, Black WC, Babin BJ, Anderson R., Tatham RL. Multivariate data analysis. 8th ed. Upper Saddle River: Intl Thomson Business; 2018.).

El cuestionario HLS-EU-Q6 se denomina short-short form y consta de seis preguntas de HLS-EU-Q47(7,9) [En una escala que va de "muy fácil" a "muy difícil", ¿Con qué facilidad Ud. Puede?: 1. ¿evaluar cuándo necesita una segunda opinión de otro médico?; 2. ¿utilizar la información que le brinda su médico para tomar decisiones sobre su enfermedad?; 3. ¿encontrar información sobre cómo lidiar con los problemas de salud mental, como el estrés o la depresión?; 4. ¿evaluar si la información sobre riesgos para la salud disponible en los medios de comunicación es confiable? (por ejemplo, televisión, Internet u otros medios de comunicación); 5. ¿encontrar información sobre actividades que son beneficiosas para su bienestar mental? (por ejemplo, meditación, ejercicio, caminata, pilates, etc.); 6 ¿entender la información disponible en los medios de comunicación sobre cómo mantenerse más saludable? (por ejemplo, Internet, periódicos, revistas)]. Las preguntas 1 y 2 están relacionadas con la evaluación y aplicación de información relevante para la salud en el campo de la atención de la salud, mientras que las preguntas 3 y 4 tratan de buscar/acceder y evaluar información en el campo de la prevención de enfermedades. Finalmente, las preguntas 5 y 6 investigan la capacidad del individuo para encontrar/acceder y comprender información relevante para la salud en el campo de la promoción de la salud(77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.,99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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).

La puntuación final individual es un promedio, es la suma de las respuestas a las seis preguntas dividida por el número de ítems respondidos. La puntuación se calcula siempre y cuando las respuestas de al menos cinco de las seis preguntas sean diferentes a 1, varía entre 1 y 4, y los valores más altos indican mejores niveles de AS. Según los autores del instrumento, los valores de la puntuación final clasifican a los individuos según tres niveles de AS: inadecuado (≤ 2); problemático (> 2 y ≤ 3); y suficiente (> 3)(77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.,99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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-1010 Amoah PA, Philllips DR, Gyasi RM, Koduah AO, Edusei J. Health literacy and self-perceived health status among street youth in Kumasi, Ghana. Cogent Med. 2017;4(1):1275091. doi: https://doi.org/10.1080/2331205X.2016.1275091
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).

Para el análisis estadístico, los datos pasaron por un proceso extenso y sólido de prueba de las propiedades, que combinó técnicas de Análisis Factorial Exploratorio (AFE), Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) y Teoría de Respuesta al Ítem (TRI), con el objetivo de buscar evidencia sólida de validación en la etapa de construcción y su estabilidad para otras submuestras. AFE requiere el cumplimiento de varios pasos, tales como: técnicas de inspección de datos, el método de análisis factorial, la técnica de retención y rotación y los índices de calidad de las cargas factoriales(2222 Goretzko D, Pham TTH, Bühner M. Exploratory factor analysis: Current use, methodological developments and recommendations for good practice. Curr Psychol. 2019;1-12. doi: https://doi.org/10.1007/s12144-019-00300-2
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).

La prueba de dimensionalidad fue realizada por el Análisis Paralelo Robusto mediante la Optimal implementation of Parallel Analysis con el Minimun rank factor analysis que minimiza la varianza común de los residuales(2323 Timmerman ME, Lorenzo-Seva U. Dimensionality Assessment of Ordered Polytomous Items with Parallel Analysis. Psychol Methods. 2011;16(2):209-20. doi: 10.1037/a0023353
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). La solidez de la prueba se determinó asociando un bootstrap con una extrapolación de muestra a 5000. La estimación de la matriz policórica se realizó utilizando la Bayes Modal Estimation(2424 Choi J, Kim S, Chen J, Dannels S. A comparison of maximum likelihood and Bayesian estimation for polychoric correlation using Monte Carlo simulation. J Educ Behav Stat. 2011;36(4):523-49. doi: 10.3102/1076998610381398
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).

La dimensionalidad, en el análisis factorial exploratorio (modelo no restringido), fue probada por el Análisis Paralelo, que ha sido considerada una de las técnicas más efectivas y precisas para probar el número de factores/dimensionalidad(2525 Finch WH. Using Fit Statistic Differences to Determine the Optimal Number of Factors to Retain in an Exploratory Factor Analysis. Educ Psychol Meas. 2020;80(2):217-41. doi: 10.1177/0013164419865769
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26 Dobriban E, Owen AB. Deterministic Parallel Analysis: An Improved Method for Selecting Factors and Principal Components. J Royal Stat Soc-B. 2019;81(1):163-83. doi: 10.1111/rssb.12301
https://doi.org/10.1111/rssb.12301...
-2727 Auerswald M, Moshagen M. How to determine the number of factors to retain in exploratory factor analysis: A comparison of extraction methods under realistic conditions. Psychol Methods. 2019;24(4):468-91. doi:10.1037/met0000200
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). Los factores se extrajeron mediante la técnica RULS (Robust Unweighted Least Squares), que reduce los residuos de las matrices(2727 Auerswald M, Moshagen M. How to determine the number of factors to retain in exploratory factor analysis: A comparison of extraction methods under realistic conditions. Psychol Methods. 2019;24(4):468-91. doi:10.1037/met0000200
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).

Como análisis complementario para probar la cantidad de factores, se aplicaron las técnicas de unidimensionalidad/multidimensionalidad(2828 Ferrando PJ, Lorenzo-Seva U. Assessing the quality and appropriateness of factor solutions and factor score estimates in exploratory item factor analysis. Educ Psychol Meas. 2018;78(5):762-80. doi: doi.org/10.1177/0013164417719308
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) UNICO (Unidimensional Congruence >0,95), ECV (Explained Common Variance >0,80 - QUINN, 2014) y MIREAL (Mean of Item Residual Absolute Loadings <0,30). Estas técnicas se aplicaron al instrumento y a los ítems. En el caso de los ítems, se utilizaron para garantizar y evaluar si el ítem se adheriría de manera unidimensional o multidimensional, es decir, si existía la posibilidad de que el ítem cargara significativamente en más de una dimensión. La varianza explicada del instrumento debe ser de alrededor del 60% y las cargas factoriales iniciales deben ser de 0,30(2222 Goretzko D, Pham TTH, Bühner M. Exploratory factor analysis: Current use, methodological developments and recommendations for good practice. Curr Psychol. 2019;1-12. doi: https://doi.org/10.1007/s12144-019-00300-2
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). Además, se buscan comunalidades medias con valores entre 0,40 y 0,60(2929 Hattori M, Zhang G, Preacher KJ. Multiple Local Solutions and Geomin Rotation. Multiv Behav Res. 2017;52(6):720-31. doi: 10.1080/00273171.2017.1361312
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). El mantenimiento o la eliminación de un elemento del modelo dependerá de la magnitud de la similitud, las cargas factoriales, el tamaño de la muestra y el grado en que el elemento puede medir el factor y la ausencia de cross-loading.

Para confirmar el ajuste de las cargas factoriales, se utilizó la técnica del Normal-Ogive Graded Response Model(3030 Samejima, F. Estimation of Latent Ability Using a Response Pattern of Graded Scores. Richmond: Psychometric Society; 1969.) para estructura politómica, a través de la Teoría de Respuesta al Ítem. Se adoptó el índice de discriminación del ítem (a), que mide la fuerza de asociación entre el ítem y la variable latente y tiene una interpretación similar a las cargas factoriales del análisis factorial exploratorio(3131 Jordan P, Spiess M. Rethinking the interpretation of item discrimination and factor loadings. Educ Psychol Measur. 2019;79(6):1103-32. doi: https://doi.org/10.1177/0013164419843164
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) para complementarlo. Se adoptó la recomendación de Baker(3232 Baker FB. The basics of item response theory. 2nd ed. ERIC Clearinghouse on Assessment and Evaluation; 2001.) de que "a" <0,65 se considera un bajo poder de discriminación; entre 0,65 y 1,34 discriminación moderada, entre 1,35 y 1,69 discriminación alta y por encima de 1,70 discriminación muy alta.

Para los índices de ajuste de AFC, se consideraron cargas factoriales mayores a 0.50 y los siguientes índices mínimos de adecuación, considerando el número de participantes y variables: NNFI (Non-Normed Fit Index >0,95); CFI (Comparative Fit Index >0,95); GFI (Goodness Fit Index >0,95); AGFI (Adjusted Goodness Fit Index >0,95); RMSEA (Root Mean Square Error of Aproximation <0,08) y RMSR (Root Mean Square of Residuals <0,08)(2222 Goretzko D, Pham TTH, Bühner M. Exploratory factor analysis: Current use, methodological developments and recommendations for good practice. Curr Psychol. 2019;1-12. doi: https://doi.org/10.1007/s12144-019-00300-2
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).

La confiabilidad del instrumento se evaluó mediante dos indicadores: Alfa(3333 Cronbach LJ. Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika. 1951;16(3):297-334. doi: 10.1007/BF02310555
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) y Omega(3434 McDonald RP. Test theory: A unified treatment. Mahwah: Lawrence Erlbaum; 1999.). La adopción de dos indicadores buscó incrementar la confiabilidad de la interpretación, ya que se han reportado numerosas inconsistencias de confiabilidad a través del alfa de Cronbach(3535 Hoekstra R, Vugteveen J, Warrens MJ, Kruyen PM. An empirical analysis of alleged misunderstandings of coefficient alpha. Int J Soc Res Methodol. 2019;22(4):351-64. doi: 10.1080/13645579.2018.1547523
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-3636 McNeish D. Thanks coefficient alpha, we'll take it from here. Psychol Methods. 2018;23(3):412-33. doi: 10.1037/met0000144
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).

La replicabilidad del constructo se evaluó mediante el Generalized G-H Index(3737 Hancock GR, Mueller RO. Rethinking construct reliability within latent variable systems. In: Cudek R, duToit SHC, Sorbom DF, editors. Structural equation modeling: Present and future. Lincolnwood: Scientific Software; 2000.) con un índice mayor a 0,80(28) y, para la calidad y efectividad de la estimación factorial, se utilizó el Factor Determinacy Index, que apunta a una adecuada estimación de valores superiores a 0,90, EAP marginal reliability (>0,80), Sensibility ratio (SR > 2) y Expected percentage of true diferences (EPTD > 90%). La aplicación de múltiples indicadores surge de la necesidad de certificar las evidencias de validez del instrumento mediante diversas técnicas. Además, la aplicación e interpretación de los índices de ajuste del modelo (goodness-of-fit - GOF), por sí mismos, no garantizan que la solución de análisis factorial sea buena o útil en la práctica, ya que es posible obtener índices de solución satisfactorios basados en ítems de baja calidad(3838 Ferrando PJ, Navarro-Gaonzáles D, Lorenzo-Seva U. Assessing the quality and effectiveness of the factor score estimates in psychometric factor-analytic applications. Methodology (Gott). 2019;15(3):119-27. doi: 10.1027/1614-2241/a000170
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-3939 Fokkema M, Greiff S. How Performing PCA and CFA on the Same Data Equals Trouble. Eur J Psychol Assess. 2017;33(6):399-402. doi: 10.1027/1015-5759/a000460
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).

Para incrementar la confiabilidad y replicabilidad del modelo propuesto, se aplicó validación cruzada(4040 Lee LC, Liong C-Y, Jemain AA. Validity of the best practice in splitting data for hold-out validation strategy as performed on the ink strokes in the context of forensic science. Microchem J. 2018;139:125-33. doi: 10.1016/j.microc.2018.02.009
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) y la técnica de Holdout(4141 Gütlein M, Helma C, Karwath A, Kramer S. A Large-Scale Empirical Evaluation of Cross-Validation and External Test Set Validation in (Q)SAR. Mol Inform. 2013;32:516-28. doi: 10.1002/minf.201200134
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). Esta técnica divide el banco en una muestra de entrenamiento que puede variar entre 10%, 30% y 50% y otro conjunto de datos, llamado banco de pruebas(4141 Gütlein M, Helma C, Karwath A, Kramer S. A Large-Scale Empirical Evaluation of Cross-Validation and External Test Set Validation in (Q)SAR. Mol Inform. 2013;32:516-28. doi: 10.1002/minf.201200134
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). La base de datos se dividió en 50/50 con una selección aleatoria de los elementos. Se utilizaron para dividir los grupos el sitio web Random.org (www.random.org) y la técnica de random sequence generator. Los bancos se nombraron de la siguiente manera: muestra completa (MC con 783 casos); muestra 1 (M1 - banco de entrenamiento con 392 casos) y muestra 2 (M2 - banco de pruebas con 391 casos). Otra modificación es que, habitualmente, en los casos de aplicación de AFE y AFC, se tiende a utilizar el primer banco de entrenamiento en AFE y el banco de pruebas en AFC(2222 Goretzko D, Pham TTH, Bühner M. Exploratory factor analysis: Current use, methodological developments and recommendations for good practice. Curr Psychol. 2019;1-12. doi: https://doi.org/10.1007/s12144-019-00300-2
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). En este estudio se decidió aplicar los procedimientos de análisis con el fin de ampliar la evidencia de validez y la calidad del instrumento. El análisis se extendió a la muestra completa (MC) si el ajuste se produjo en las dos muestras. Los análisis partieron del banco de entrenamiento (muestra 1) y, luego, en los otros dos conjuntos de datos para cada conjunto de técnicas.

Los análisis se realizaron con SPSS 23, AMOS 23 y Factor 10.8.01

Resultados

En el estudio participaron 783 individuos, cuya edad promedio fue de 38,6 (14,5) años, de los cuales el 68,1% (n = 533) era de sexo femenino. Además, 262 (33,5%) cursó hasta la educación primaria y el 52,7% utilizó el sistema público de salud como única forma de acceso a los servicios de salud. En cuanto a las características de las submuestras, el 32,5%, 33,7%, 38% y 39% de los participantes era de sexo masculino, respectivamente, en Piracicaba, São Paulo, Aparecida de Goiânia y Fortaleza. La edad media de los participantes fue de 41,6 años; 39,6; 38,2 y 38,1 años, también en ese orden, en Piracicaba, São Paulo, Aparecida de Goiânia y Fortaleza. En cuanto al nivel educativo, 82,6%; 78,3%; 78% y 81,6% de los participantes había completado la escuela secundaria, respectivamente, en Piracicaba, São Paulo, Aparecida de Goiânia y Fortaleza. De los participantes, el 52,7% utilizó el sistema público de salud como única vía de acceso a los servicios de salud.

Solo 91 (1,9%) de las 4.698 respuestas posibles fueron missing y el software (Factor) simula los efectos de los missing para corregir el modelo(4242 Lorenzo-Seva U, Van Ginkel JR. Multiple imputation of missing values in exploratory factor analysis of multidimensional scales: estimating latent trait scores. Ann Psychol. 2016;32(2):596-608. doi: https://doi.org/10.6018/analesps.32.2.215161
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).

En cuanto a los análisis psicométricos del instrumento HLS-EU-Q6, los índices de adecuación de la muestra basados en la correlación policórica indicaron buenos niveles de factorización para las tres configuraciones de bancos. Muestra 1: índice de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = 0,82), esfericidad de Bartlett = 314,5 (gl = 15; P <0,0001) y determinante de matriz = 0,19 (<0,0001). Muestra 2: KMO = 0,82, esfericidad de Bartlett = 342,8 (gl = 15; P <0,0001) y determinante de matriz = 0,17. Para la muestra completa, el KMO fue 0,84, la esfericidad de Bartlett = 636,6 (gl = 15; p <0,0001) y el determinante de la matriz = 0,19 (p <0,0001).

El primer análisis se centró en el estudio de la dimensionalidad / factores del instrumento y el análisis paralelo (AP) indicó la existencia de una sola dimensión para el instrumento con una varianza explicada del 69,92% de la variable latente, por encima del mínimo recomendado en los modelos iniciales(3434 McDonald RP. Test theory: A unified treatment. Mahwah: Lawrence Erlbaum; 1999.). Los autovalores también apuntaban a una sola dimensión con un autovalor de 3.62. No hubo indicios de que este conjunto de elementos pudiera alinearse en un modelo multidimensional.

En la muestra 2, el AP indicó la existencia de una sola dimensión para el instrumento con una varianza explicada de 68,95%. La misma unidimensionalidad ocurrió usando el criterio del autovalor (3.76). El análisis con la base de datos completa demostró la unidimensionalidad por parte del AP con una varianza explicada de 71.23%, y lo mismo ocurrió con los criterios de Kaiser (autovalor = 3.69). La unidimensionalidad fue confirmada por los valores de Unico (M1 = 0.98; M2 = 0.98 y MC = 0.99), para el ECV (M1 = 0.86; M2 = 0.87 y MC = 0.89) y MIREAL (M1 = 0,24; M2 = 0,29 y MC = 0,23). Como una forma extensa de probar la unidimensionalidad, los índices se aplicaron a los ítems y los resultados se pueden ver en la Tabla 1.

Tabla 1
Valores de UNICO, ECV y MIREAL de los ítems de la versión brasileña del instrumento HLS-EU-Q6 para las tres muestras analizadas. Piracicaba, SP; São Paulo, SP; Aparecida de Goiânia, GO y Fortaleza, CE, Brasil, 2018

Los resultados de la dimensionalidad de los ítems indicaron que todos los ítems en todas las muestras presentaban el I-UNICO unidimensional. El I-ECV mostró una pequeña violación del ítem 1 para la M1, con todos los demás ítems unidimensionales. En I-REAL hubo violación del ítem 1 en la M1 y del ítem 6, marginalmente, en las tres muestras. En la MC, solo el ítem 6 mostró los residuales de la carga factorial levemente por encima de 0.30. Nuevamente, los indicadores apuntaron predominantemente a la unidimensionalidad, sin que se produjera un incumplimiento de la misma en esta primera fase del análisis.

Dado que el instrumento era unidimensional, no fue necesario el uso de técnicas rotacionales de la matriz factorial y sí la aplicación de la técnica Normal-ogive graded response model en el IRT, adecuada para el modelo politómico unidimensional.

La Tabla 2 muestra los valores de las cargas factoriales, los elementos comunes y el desglose de los ítems para las tres muestras.

Tabla 2
Cargas factoriales, concordancia y desglose de ítems para la versión brasileña del instrumento HLS-EU-Q6. Piracicaba, SP; São Paulo, SP, Aparecida de Goiânia, GO y Fortaleza, CE, Brasil, 2018

Las cargas factoriales se ubicaron entre 0,64 y 0,84 en las muestras, lo que indica niveles satisfactorios y adecuados. No se encontraron problemas de colinealidad/multicolinealidad y Heywood Cases. La colinealidad/multicolinealidad, cuando las cargas factoriales están por encima de 0,85, puede indicar redundancia de ítems, problemas con la distribución de datos y generar distorsiones en la medición de la variable latente. Asimismo, no se encontraron violaciones del límite de carga factorial (-1 a +1). Este tipo de infracción se denomina Heywood Cases y es un indicador de posibles deficiencias de la muestra, estimaciones incorrectas de la varianza del error e incertidumbre del modelo. La ausencia de estos problemas permite afirmar que la solución del modelo fue adecuada y no hubo efectos deletéreos derivados de la muestra y, principalmente, del modelo establecido.

Todas las comunidades estaban por encima de 0,40, con un rango entre 0,41 y 0,72. Todos los ítems mostraron valores de discriminación entre 0,83 y 1,61, que van de moderada a alta discriminación. Así, las cargas factoriales (λ), comunalidades (h2) y el desglose del ítem (a) presentaron niveles adecuados y consistentes para el modelo unidimensional.

Los valores de los indicadores de confiabilidad de la M1 para el alfa de Cronbach y el omega de McDonald fueron 0,86. Para la M2 fue 0,87 para el alfa y 0,88 para el omega. En la MC fue de 0,87 para ambos índices.

En cuanto a la replicabilidad del constructo por el índice G-H latente y observado, las puntuaciones fueron 0,87, 0,89 y 0,88 para G-H latente, respectivamente, para las muestras M1, M2 y MC. La G-H observada fue 0,78, 0,77 y 0,79, también en el orden debido, para las muestras M1, M2 y MC. Como hubo una pequeña diferencia entre los niveles de G-H latente y observado, se puede inferir una estabilidad del modelo incluso cuando se aplica a otras muestras de población y su consiguiente generalización.

Para las medidas de calidad y efectividad de las puntuaciones del modelo, la IED presentó un nivel alto y adecuado (M1 = 0,93; M2 = 0,95 y MC = 0,88) para evaluar la relación entre la estimación de la puntuación de solución y la variable latente que estiman. EAP (M1 = 0.87; M2 = 0.89 y MC = 0.93), SR (M1 = 2.64; M2 = 2.92 y MC = 2.72) y EPTD (M1 = 91,4%; M2 = 92,3% y MC = 91,6%) también indicaron calidad y efectividad de la solución del modelo.

El Análisis Factorial Exploratorio y los índices de TIR proporcionaron un modelo unidimensional consistente con el mantenimiento de niveles satisfactorios en todas las etapas del análisis.

En el AFC, se estableció el diagrama de trayectoria para cada una de las muestras. La Figura 1 muestra los resultados de las cargas factoriales, el poder de predicción del ítem (R2) y el error estándar para la M1, la M2 y el modelo completo (Figura 1).

Figura 1
Diagrama de trayectorias para cada una de las muestras

*Carga factorial; ‡Error estándar


El AFC de la M1 presentó ítems con cargas factoriales que variaban entre 0,55 y 0,63, es decir, por encima del mínimo recomendado de 0,50. Los valores predictivos de los ítems R2 se establecieron entre 0,31 y 0,40. El diagrama de trayectoria de la muestra 2 mostró niveles similares al modelo1 (M1) para los indicadores evaluados. Las cargas factoriales variaron de 0,51 a 0,67 con valores predictivos de los ítems que variaron de 0,26 a 0,45, demostrando, por tanto, niveles satisfactorios. El diagrama de trayectoria para la muestra completa también estableció un modelo con niveles adecuados para las cargas factoriales, que variaron de 0.54 a 0,63 y con niveles de predicción de ítems de 0,29 a 0,37. Este hecho indicó resultados estables, satisfactorios y consistentes para las tres muestras analizadas.

La Tabla 3 muestra los valores de autovalores para correlación y covarianza, cargas factoriales, nivel de predicción del ítem (R2), residuales y error estándar para las tres muestras.

Tabla 3
Autovalores, cargas factoriales, R2 R2 = Nivel de predicción de los ítems , residuales y error estándar de los modelos evaluados para la versión brasileña del instrumento HLS-EU-Q6 para las tres muestras evaluadas. Piracicaba, SP; São Paulo, SP; Aparecida de Goiânia, GO y Fortaleza, CE, Brasil, 2018

Es fundamental señalar que, en las tres muestras probadas en el AFC, tanto el cálculo de autovalores por correlación como por covarianza, indicó que los modelos son unidimensionales. Se encontró, a través del concepto de correlación, que los autovalores eran 2,70, 2,72 y 2,70, respectivamente, para la M1, M2 y MC. Además, debido al concepto de covarianza, los valores fueron 1,11, 1,14 y 1,12 para las tres muestras. No hubo otros autovalores por encima de 1.

La Tabla 4 muestra todos los índices globales de AFE, AFC, TRI, confiabilidad, replicabilidad, calidad y efectividad del modelo. Todos los indicadores analizados apuntaban a un modelo unidimensional, consistente, preciso y estable.

Tabla 4
Síntesis del modelo para la versión brasileña del instrumento HLS-EU-Q6. Piracicaba, SP; São Paulo, SP; Aparecida de Goiânia, GO y Fortaleza, CE, Brasil, 2018

De acuerdo con los resultados de las puntuaciones HLS-EU-Q6, solo el 2% de los participantes se clasificaron con niveles suficientes de AS; 51,7% con niveles problemáticos y 46,3% con niveles inadecuados.

Discusión

Los resultados del presente estudio demostraron que la versión en portugués brasileño de HLS-EU-Q6 mostró características unidimensionales, cargas factoriales satisfactorias y buenos niveles de confiabilidad, lo cual indica que el instrumento presenta evidencias de una estructura interna consistente y confiable para medir el constructo deseado.

Hasta ahora, este es el primer estudio que evalúa la validez del HLS-EU-Q6 utilizando múltiples técnicas de dimensión e índices de ajuste del modelo. En el European Health Literacy Study (HLS-EU), la AFC evaluó el ajuste del modelo al HLS-EU-Q6 en submuestras que respondieron al instrumento completo, y se observó una estructura factorial satisfactoria en la mayoría de las muestras de los países participantes(77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.,99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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). La versión brasileña de HLS-EU-Q6, por otro lado, demostró características de unidimensionalidad y buen ajuste en AFE, TRI y AFC en todas las muestras evaluadas en validación cruzada. Las técnicas psicométricas aplicadas en el estudio son mucho más extensas y contemporáneas que en los estudios en otros países.

Los análisis traen inclusive una serie de indicadores que rara vez se realizan en estudios psicométricos, algunos por ser recientes, y no están disponibles en softwares comerciales y EN el uso de técnicas de análisis de datos más extensas, que incorporan el concepto de evidencia de validez de la estructura externa por múltiples indicadores. Ha habido avances en los últimos años en la expansión de múltiples técnicas. Como se señaló(2222 Goretzko D, Pham TTH, Bühner M. Exploratory factor analysis: Current use, methodological developments and recommendations for good practice. Curr Psychol. 2019;1-12. doi: https://doi.org/10.1007/s12144-019-00300-2
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), pocos estudios han aplicado múltiples técnicas para los análisis de validación. Por tanto, existe un avance sustancial, pero aún insuficiente en esta práctica, especialmente cuando muchos estudios todavía utilizan los criterios de Kaiser y Scree-Test como criterio para conservar el modelo. Otro factor es la aplicación de una validación cruzada completa, en lugar de parcial, al utilizar el banco de entrenamiento en AFE y el banco de pruebas en AFC, para que los posibles errores existentes en el análisis del AFE se traspongan al AFC. Es evidente para quienes no tienen un conocimiento profundo de psicometría que el AFC (modelo restringido) es superior al AFE (modelo no restringido). Debe quedar claro que el AFC también puede no conducir a un ajuste, debido a la inexactitud del modelo, el error en el número de factores, la omisión de la cross-loading y los errores de correlación(4343 Bollen KA. When Good Loadings Go Bad: Robustness in Factor Analysis. Struct Equ Model. 2019;1-10. doi: 10.1080/10705511.2019.1691005
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). La aplicación completa de la técnica, de forma similar a lo que se hace en K-Folds, asegura que el modelo, debido a las submuestras, se pueda extrapolar a poblaciones más heterogéneas. Además, la aplicación del Índice G-H evalúa qué tan bien definida está la variable latente a partir de los ítems del instrumento, es decir, la viabilidad de un modelo de medición dado por un conjunto de ítems. Dichos análisis permiten evaluar la probabilidad de que el modelo sea estable entre estudios, poblaciones o subpoblaciones(2828 Ferrando PJ, Lorenzo-Seva U. Assessing the quality and appropriateness of factor solutions and factor score estimates in exploratory item factor analysis. Educ Psychol Meas. 2018;78(5):762-80. doi: doi.org/10.1177/0013164417719308
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,4444 Rodriguez A, Reise SP, Haviland MG. Applying Bifactor Statistical Indices in the Evaluation of Psychological Measures. J Pers Assess. 2016;98(3):223-37. doi: 10.1080/00223891.2015.1089249
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). De esta manera, incluso en la muestra de este estudio, compuesta por individuos de cuatro ciudades, no hubo inestabilidad en el instrumento, asegurando la calidad, efectividad, estabilidad y replicabilidad del modelo final en diferentes contextos. Además, todos los indicadores de la TRI en las tres muestras se encontraron en niveles adecuados, reforzando y legitimando los resultados obtenidos en los indicadores primarios de análisis factorial. Estos indicadores forman parte de un conjunto de análisis que dan fe de la confiabilidad del instrumento.

De la misma forma, en lo que respecta a la confiabilidad del instrumento, los valores alfa encontrados para las tres muestras de la versión brasileña mostraron buenos valores, y superiores a los encontrados en la muestra total del estudio europeo (α = 0.803)(7.9), en adultos en Italia (α = 0,672)(1313 Lorini C, Lastrucci V, Mantwill S, Vettori V, Bonaccorsi G; Florence Health Literacy Research Group. Measuring health literacy in Italy: a validation study of the HLS-EU-Q16 and of the HLS-EU-Q6 in Italian language, conducted in Florence and its surroundings. Ann Ist Super Sanita. 2019;55(1):10-8. doi: 10.4415/ANN_19_01_04
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) y Francia (α = 0,83)(14), así como en un estudio con diabéticos en Bélgica (α = 0,797)(12). Además, los valores omega corroboraron la confiabilidad de la versión brasileña del instrumento.

Entre las dimensiones de AS que se pueden evaluar con la versión brasileña de HLS-EU-Q6 se encuentran: la evaluación y aplicación de información general de salud; buscar, acceder y evaluar información para la prevención de enfermedades y la promoción de la salud(77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.,99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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). Se ha recomendado la aplicación de instrumentos para el seguimiento de las habilidades de AS en la recepción en los servicios de salud para calificar la recolección de datos de los usuarios y como un medio para que los profesionales de la salud, inclusive los enfermeros, orienten su atención, siendo considerada como el "sexto signo vital"(11 Okan O, Bauer U, Levin-Zamir D, Pinheiro P, Sorensen K, editors. International Handbook of Health Literacy: Research, practice and policy across the lifespan. [Internet]. Bristol: Policy Press; 2019 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://library.oapen.org/handle/20.500.12657/24879
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,4545 Ingram RR, Kautz DD. Creating "Win-Win" Outcomes for Patients with Low Health Literacy: A Nursing Case Study. Med Surg Nursing. 2018;27(2):132-4.).

El porcentaje de individuos con niveles inadecuados de AS en el presente estudio (46,3%) fue superior a la media encontrada en los países del estudio europeo (9%), así como en Francia (5%), Italia (8,9%) y Bélgica (9,8%)(7,9,12-14). Esto puede deberse a las diferentes características socioeconómicas de las poblaciones analizadas, ya que los niveles de educación e ingresos de los individuos en los estudios mencionados fueron muy superiores a los del presente estudio. Por otro lado, las características cognitivas, culturales y organizativas del sistema educativo y de salud pueden haber contribuido a estas diferencias(77 Pelikan JM, Ganahl K. Measuring Health Literacy in General Populations: Primary Findings from the HLS-EU Consortium's Health Literacy Assessment Effort. In: Logan RA, Siegel ER, editors. Health Literacy: New Directions in Research, Theory and Practice. 1st ed. Amsterdan: IOS Press; 2017.,99 Pelikan JM, Röthlin F, Ganahl K, Boltzmann L. Measuring comprehensive health literacy in general populations - the HLS-EU instruments. [Internet]. 2nd International Conference of Health Literacy and Health Promotion; Taipei, Taiwan; 6-8 October 2014 [cited Apr 2, 2020]. Available from: https://www.bumc.bu.edu/healthliteracyconference/files/2014/06/Pelikan-et-al-HARC-2014-fin.pdf
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,1313 Lorini C, Lastrucci V, Mantwill S, Vettori V, Bonaccorsi G; Florence Health Literacy Research Group. Measuring health literacy in Italy: a validation study of the HLS-EU-Q16 and of the HLS-EU-Q6 in Italian language, conducted in Florence and its surroundings. Ann Ist Super Sanita. 2019;55(1):10-8. doi: 10.4415/ANN_19_01_04
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). Si bien no es el objetivo de este estudio, detectar que solo el 2% de los participantes tenía niveles suficientes de AS, es decir, fueron capaces de encontrar, acceder, comprender, evaluar y utilizar la información de salud, pone en evidencia la importancia de que los profesionales conozcan qué limitaciones individuales impactan directamente en la atención médica.

El presente estudio trae importantes avances en el conocimiento científico relacionado con el proceso de validación de instrumentos para la medición de AS y, además, la disponibilidad de un instrumento con amplia evidencia de validez para evaluar las AS de la población brasileña con rápida y fácil aplicación, hecho que posibilitará su inserción en la rutina de los servicios de salud.

La medición de AS a través del HLS-EU-Q6 puede ayudar a los profesionales de la salud a reorientar las intervenciones en el área con el fin de identificar las necesidades reales de los usuarios de los servicios de salud, convirtiéndose en una nueva posibilidad para pensar y ejecutar una atención focalizada en el paciente. La OMS recomienda que cuantificar las limitaciones relacionadas con AS es un paso importante hacia dicha acción.

Así, se recomienda que los estudios futuros amplíen la aplicación de este instrumento a otras muestras y poblaciones, con el objetivo de conocer la clasificación de los niveles de alfabetización (inadecuado, problemático y suficiente) en las distintas regiones de Brasil.

Conclusión

La versión brasileña del instrumento HLS-EU-Q6 indicó evidencia de validez de estructura interna adecuada para medir los niveles de alfabetización en salud de los adultos brasileños. Se trata, por lo tanto, de una herramienta de fácil uso en la práctica clínica, capaz de medir de forma rápida y objetiva las limitaciones en el acceso, comprensión y uso de la información sanitaria, ya sea para la prevención de enfermedades o para la promoción de la salud.

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Editado por

Editor Asociado:
Ricardo Alexandre Arcêncio

Fechas de Publicación

  • Publicación en esta colección
    02 Jul 2021
  • Fecha del número
    2021

Histórico

  • Recibido
    02 Abr 2020
  • Acepto
    12 Set 2020
Escola de Enfermagem de Ribeirão Preto / Universidade de São Paulo Av. Bandeirantes, 3900, 14040-902 Ribeirão Preto SP Brazil, Tel.: +55 (16) 3315-3451 / 3315-4407 - Ribeirão Preto - SP - Brazil
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