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Med Clin (Barc). 2016;146(6):247–253
www.elsev ier .es /medic inac l in ica
riginal
alidación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire
ngel Oteo-Álvaro ∗, María T. Marín, José A. Matas y Javier Vaquero
ervicio de Cirugía Ortopédica y Traumatología, Hospital General Universitario Gregorio Marañón, Madrid, España
nformación del artículo
istoria del artículo:
ecibido el 26 de marzo de 2015
ceptado el 1 de octubre de 2015
n-line el 10 de diciembre de 2015
alabras clave:
índrome del túnel carpiano
studios de validación
olor
euralgia
alidad de vida
r e s u m e n
Introducción y objetivo: Describir el proceso de adaptación cultural y validación al español del cuestionario
Boston Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ) de intensidad de los síntomas, capacidad funcional y calidad
de vida en pacientes con síndrome del túnel carpiano, e informar de sus propiedades psicométricas.
Material y métodos: Un panel de 3 expertos supervisó el proceso de adaptación. Tras la traducción, revi-
sión y retrotraducción del instrumento se obtuvo un cuestionario en español que fue administrado a
2 muestras de pacientes: una muestra piloto de 20 pacientes para valorar la comprensibilidad y una de
90 pacientes para comprobar la validez estructural (análisis factorial y fiabilidad), la validez de cons-
tructo y la sensibilidad al cambio. Se realizó medición retest a 21 pacientes. Se realizó seguimiento a
40 pacientes.
Resultados: El cuestionario fue bien entendido por todos los participantes. Tres ítems presentaron efecto
suelo. La fiabilidad fue muy buena, consistencia interna: �S = 0,91 y �F = 0,87; estabilidad temporal test-
retest: rS = 0,939 y rF = 0,986. Se comprobó que ambas subescalas del cuestionario se ajustaban a una
dimensión general. Las subescalas correlacionaron con las medidas del dinamómetro (rS = 0,77 y rF = 0,75)
y mostraron relación con la discriminación anormal entre 2 puntos, la atrofia muscular y el nivel de
afectación según electromiografía. Las puntuaciones correlacionaron adecuadamente con cuestionarios
ya validados: Douleur Neuropatique 4 questions y Cuestionario Breve de Dolor. El BCTQ demostró ser
sensible a los cambio clínicos, con tamaños del efecto grandes (dS = −3,3 y dF = −1,9).
Conclusiones: La versión en castellano del BCTQ ha demostrado tener buenas propiedades psicométricas,
lo que garantiza su uso en el ámbito clínico.
© 2015 Elsevier España, S.L.U. Todos los derechos reservados.
Spanish validation of the Boston Carpal Tunnel Questionnaire
eywords:
arpal tunnel syndrome
alidation studies
ain
euralgia
uality of life
a b s t r a c t
Introduction and Objective: To describe the process of cultural adaptation and validation of the Boston
Carpal Tunnel Questionnaire (BCTQ) measuring symptom intensity, functional status and quality of life
in carpal tunnel syndrome patients and to report the psychometric properties of this version.
Material and methods: A 3 expert panel supervised the adaptation process. After translation, review and
back-translation of the original instrument, a new Spanish version was obtained, which was adminis-
tered to 2 patient samples: a pilot sample of 20 patients for assessing comprehension, and a 90 patient
sample for assessing structural validity (factor analysis and reliability), construct validity and sensiti-
vity to change. A re-test measurement was carried out in 21 patients. Follow-up was accomplished in
40 patients.
Results: The questionnaire was well accepted by all participants. Celling effect was observed for
3 items. Reliability was very good, internal consistency: �S = 0.91 y �F = 0.87; test-retest stability:
rS = 0.939 and rF = 0.986. Both subscales fitted to a general dimension. Subscales correlated with
dynamometer measurements (rS = 0.77 and rF = 0.75) and showed to be related to abnormal 2-point dis-
crimination, muscle atrophy and electromyography deterioration level. Scores properly correlated with
∗ Autor para correspondencia.
Correo electrónico: angel oteo@telefonica.net (Á. Oteo-Álvaro).
http://dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
025-7753/© 2015 Elsevier España, S.L.U. Todos los derechos reservados.
dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
www.elsevier.es/medicinaclinica
http://crossmark.crossref.org/dialog/?doi=10.1016/j.medcli.2015.10.013&domain=pdf
mailto:angel_oteo@telefonica.net
dx.doi.org/10.1016/j.medcli.2015.10.013
248 Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2016;146(6):247–253
other validated instruments: Douleur Neuropatique 4 questions and Brief Pain Inventory. BCTQ demons-
trated to be sensitive to clinical changes, with large effect sizes (dS = −3.3 and dF = −1.9).
Conclusions: The Spanish version of the BCTQ shows good psychometric properties warranting its use in
clinical settings.
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ntroducción
El síndrome del túnel carpiano (STC) es una dolencia definida
omo el trastorno clínico resultante de la compresión del nervio
ediano a su paso por debajo del ligamento transversal del carpo,
ue produce dolor, parestesias, entumecimiento y debilidad en el
erritorio correspondiente a dicho nervio1. Se le implica directa-
ente como causa de dolor neuropático2 y es una afección de alta
revalencia, que se observa en el 0,1% de la población general,
iendo una de las causas frecuentes de discapacidad laboral, que
fecta al 5% de los trabajadores de ciertas actividades profesiona-
es. Es la neuropatía periférica de la mano por atrapamiento más
recuente, afectando hasta a un 3% de la población general, con una
ayor incidencia en mujeres entre las décadas cuarta y sexta de la
ida3.
Un gran número de pacientes con dolor en la mano y la muñeca
on evaluados diariamente mediante estudios electrofisiológicos y
on frecuencia esos síntomas forman parte del STC. Sus implicacio-
es socioeconómicas son importantes debido a su alta incidencia
n países desarrollados4, provocando un gasto de alrededor de
0.000 $ por trabajador afectado en Estados Unidos5. Existe un
ncremento en nuestros días, y a pesar de que la causa más fre-
uente es la idiopática5, se sospecha una cierta relación laboral3,
in que hasta la fecha haya podido establecerse una evidencia
pidemiológica6.
A pesar de que la liberación quirúrgica del nervio mediano
enera una alta tasa de satisfacción7, algunos pacientes refieren
nsatisfacción con los resultados obtenidos8. Teniendo en cuenta
ue los estudios electromiográficos (EMG) tras la liberación del
ervio mediano no muestran relación directa con la satisfacción
el paciente9, es necesario utilizar herramientas como el Boston
arpal Tunnel Questionnaire (BCTQ; Levine et al., 1993)10 para una
decuada evaluación de los diferentes métodos de tratamiento.
Hasta la fecha este cuestionario ha sido traducido y validado al
taliano11 y al portugués12. Con fecha de 27 de marzo de 2012 se
ecibió autorización del Dr. Jeffrey N. Katz para poder llevar a cabo
a traducción y validación del cuestionario al castellano. El objetivo
el presente trabajo es la validación al castellano de la escala BCTQ,
unto con la determinación de las propiedades psicométricas del
nstrumento en la población española.
ateriales y métodos
iseño del estudio
En el proceso de adaptación se siguieron las recomendaciones
enerales para la adaptación cultural y validación de instrumen-
os de calidad de vida13. En primer lugar, se constituyó un panel de
xpertos para supervisar el proceso de adaptación. Este panel lo for-
aron 3 especialistas:uno, en Cirugía Ortopédica y Traumatología;
tro, en Medicina Familiar y Comunitaria (ambos, expertos en neu-
opatías compresivas); y un epidemiólogo experto en Metodología.
l cuestionario original fue traducido por 2 traductores indepen-
ientes del inglés al español (España). El panel de expertos revisó
as traducciones y elaboró una versión de conciliación.
La versión de conciliación fue pilotada en una muestra de
0 pacientes para valorar la comprensibilidad de los términos uti-
izados y la redacción de las preguntas. No habiéndose encontrado
© 2015 Elsevier España, S.L.U. All rights reserved.
dificultades de comprensión ni sesgos de respuesta apreciables, la
versión se consideró lingüísticamente aceptable y se envió para
su retrotraducción al inglés para identificar posibles discrepancias
(Anexo 1).
La investigación fue diseñada como un estudio observacio-
nal, transversal y multicéntrico en condiciones de práctica clínica
habitual. Se seleccionó una muestra aleatoria de 90 pacientes selec-
cionados por 2 investigadores, según demanda de tratamiento (ver
más adelante).
Los pacientes seleccionados cumplieron los siguientes criterios
de inclusión: pacientes de ambos sexos, mayores de 18 años, con
presencia de dolor en mano y muñeca, y parestesias, capaces de
leer y comprender el castellano, que hubieran otorgado el consen-
timiento informado. Se excluyeron aquellos pacientes incapaces de
leer o entender las preguntas del cuestionario.
En ningún caso se interfirió en la decisión del investigador
sobre el cuidado o tratamiento médico más adecuado para el
paciente y todos los participantes otorgaron libremente su con-
sentimiento informado para participar en el estudio y permitir el
uso de sus datos. El estudio se realizó en el ámbito de la atención
primaria y de las especialidades clínicas hospitalarias del territorio
español. El estudio fue aprobado por el Comité de Ética de Investi-
gación de la European Foundation for Health Research and Education
(CEI-EFHRE-EU-201302). La información fue recogida del 27-06-
2013 al 27-05-2014.
Variables
Se recopiló información sobre las características sociodemo-
gráficas del paciente y variables clínicas de interés, así como la
designación de la zona dolorosa sobre un mapa de la mano, para
determinar si dicha zona se corresponde con la distribución del
nervio mediano. Se incluyeron el cuestionario BCTQ y las medidas
necesarias para la validación que a continuación se detallan.
Mediciones concurrentes
Fuerza de aprehensión: máxima fuerza de la mano afectada y
diferencia existente entre ambas manos (3 determinaciones con un
intervalo de 2 min entre registros y comenzando por la dominante).
Cuando la mano valorada no era la dominante, se compensó el
resultado añadiendo un 10%. La determinación se obtuvo mediante
un dinamómetro manual (Jamar® Hydraulic Hand Dynamometer).
Discriminación entre 2 puntos: capacidad sensorial para discri-
minar entre 2 puntos adyacentes. Se utilizó un clip abierto con
una distancia entre ambos extremos de 5 mm, colocando ambos
extremos al mismo tiempo sobre la piel del pulpejo (falange distal)
y haciendo una leve presión 10 veces. Se considera anormal una
discriminación > 5 mm en el pulpejo en 7 de las 10 veces.
Valoración de la atrofia muscular: valoración de la atrofia de la
región tenar de la mano realizada por el clínico responsable en una
escala de 3 puntos (leve, moderada e intensa).
Estudio electromiográfico: medición de la velocidad de conduc-
ción nerviosa sensitiva ortodrómica desde los dedos 2, 3 y 4; y
cuando los anteriores estaban disminuidos, la del quinto dedo (ner-
vio cubital) como comparador. En situaciones normales no debe
existir desdoblamiento en el cuarto dedo (con inervación de los
nervios mediano y cubital). Se valoraron la latencia distal motora
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Tabla 1
Criterios de valoración de la gravedad utilizados en el estudio electromiográfico
Grados VCS Desdoblamiento Latencia distal motora Latencia diferencial
Leve Normal o > 40 m/s Sí Normal Normal
Moderado < 40 m/s Sí Normal Normal o alargada
Importante < 40 m/s Sí Alargada Alargada
Extremo Ausencia de conducción sensitiva y motora
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a los que se realizó cirugía de descompresión, comparando la pun-
tuación promedio antes de la intervención (pre) y a los 30-60 días de
la intervención (post). Se utilizó la prueba t para datos relacionados
n = 90
Datos demográficos y clínicos
Mapa del dolor
Medición de la atrofia muscular
Cuestionario DN4
Cuestionario breve de dolor (SF-CBD)
Registro de datos electromiográficos
Boston carpal tunnel questionnaire (BCTQ)
Cuestionario de comprensión y facilidad
de aplicación
Test de discriminación entre dos puntos
Medición de la fuerza de aprehensión
n = 40
BCTQ
BCTQ
BCTQ
SF-CBD
n = 10
(preoperatorio)
n = 21
(retest)
CS: velocidad de conducción nerviosa sensitiva.
alores normales: latencia distal normal < 4 ms; latencia diferencial normal < 1 ms.
 la latencia diferencial, mediante electrodos de superficie, esta-
leciéndose 3 grados: leve, moderado e importante/extremo (tabla
).
Brief Pain Inventory (CBD, «Cuestionario Breve de Dolor»)14: es
n cuestionario autoadministrado compuesto por 11 ítems. El
BD consta de 2 dimensiones: «intensidad del dolor» (4 ítems) e
interferencia en las actividades en la vida cotidiana» (7 ítems). Cada
no de los ítems se puntúa mediante una escala Likert con ancla-
es 0 = ausencia de dolor/interferencia en la vida diaria y 10 = peor
olor imaginable/afectación máxima en la vida diaria. Los 11 ítems
roporcionan 2 puntuaciones resumen, una para cada dimensión.
Douleur Neuropatique 4 questions (DN4, «Escala de Dolor
europático»)15: es una escala mixta para el cribado de
olor neuropático, formada por 7 preguntas autoadministradas y
 preguntas de exploración clínica. Los 10 ítems dicotómicos
reguntan por distintos tipos de sensaciones dolorosas, por la pre-
encia de hipoestesia y por la presencia de dolor evocado al tacto.
na puntuación ≥ 4 puntos se considera sintomática de dolor neu-
opático. Su sensibilidad y especificidad se sitúan en el 80-90%.
Comprensión y facilidad de aplicación: se recogieron el tiempo
ecesario para completar el cuestionario y 2 preguntas, una sobre la
omprensión y otra sobre la facilidad de aplicación, con 3 categorías
e respuesta: Sí, No y No sé.
amaño de la muestra
El estudio fue diseñado con la misma metodología que las vali-
aciones anteriores del cuestionario BCTQ. Se determinó que era
ecesario incluir al menos un total de 80 pacientes. A una sub-
uestra de 21 pacientes se les realizó una evaluación retest del
uestionario 2-3 días después de la primera medición. A una sub-
uestra de 40 pacientes se les realizó seguimiento prospectivo y
e les volvió a evaluar una segunda vez: 30 fueron evaluados a los
-3 meses tras la cirugía de descompresión del nervio mediano y
 fueron evaluados antes de la intervención quirúrgica (se perdió
l seguimiento de un paciente). Se consideró este diseño muestral
uficiente para la validación de la escala, reproduciendo el esquema
tilizado en validaciones anteriores. Finalmente, se incluyeron
0 pacientes (fig. 1).
nálisis estadístico
Para validar la escala BCTQ se asumieron los supuestos de la
eoría clásica de los test y se valoraron las propiedades psico-
étricas descritas aquí. Análisis de los ítems: distribución de las
espuestas por categoría de respuesta en cada ítem, presencia de
fecto suelo/techo (más del 40% de las respuestas en una catego-
ía extrema) y respuestas en blanco. Factibilidad: tiempo necesario
ara completar el cuestionario, comprensión de las preguntas,
acilidad para realizar el cuestionario, proporción de cuestiona-
ios útiles y número de respuestas en blanco por cuestionario.
iabilidad: consistencia interna (� de Cronbach y coeficiente de
orrelación intraclase [CCI]) y estabilidad temporal (correlaciónest-retest). Se tomaron como criterio de bondad valores � > 0,8. La
correlación test-retest se calculó con una muestra de 21 pacientes,
transcurridos 2-3 días.
Validez estructural. Se llevó a cabo un análisis factorial explo-
ratorio (AFE) utilizando el método de extracción de componentes
principales y rotación oblicua Promax. Se utilizaron como crite-
rios para la retención de factores: número de autovalores > 1 de
Kaiser-Guttman, prueba de sedimentación de Cattell y proporción
de variancia explicada. Se propusieron 3 modelos para el análi-
sis factorial confirmatorio (AFC) para cada subescala: un modelo
unidimensional, un modelo con 2 factores correlacionados con des-
doblamiento de un subconjunto de ítems y un modelo con un factor
general de segundo orden y 2 factores específicos de primer orden.
Se utilizaron como criterio los siguientes valores para los esta-
dísticos de bondad de ajuste16: �2 (p > 0,05); �2/gl < 5; GFI > 0,95;
AGFI > 0,9; TLI > 0,9; CFI > 0,9; RMSEA < 0,08; WRMR ≤ 1. Se utiliza-
ron los métodos de estimación de máxima verosimilitud y MLMV
(para puntuaciones ordinales).
Se obtuvieron evidencias de validez concurrente valorando, en
la visita basal, la correlación de las subescalas del BCTQ con las
puntuaciones obtenidas en escalas al uso ya validadas: DN4 y CBD.
Se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson.
Validez de constructo. Comparación de las puntuaciones prome-
dio respecto a la clasificación clínica definida por discriminación
sensorial, atrofia muscular y afectación EMG. Se utilizó la prueba
t para grupos independientes o el análisis de variancia (según
número de grupos) para las comparaciones de promedios. Se esta-
bleció la hipótesis de que los pacientes con mayor gravedad en
las características clínicas obtendrían una mayor puntuación en las
subescalas del BCTQ.
Se valoró la sensibilidad al cambio clínico en aquellos pacientes
SF-CBD
Cuestionario de impresión clínica
de resultados del tratamiento
n = 30
(postoperatorio)
Figura 1. Diagrama de flujo de pacientes.
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Tabla 2
Descripción de la muestra (n = 90)
Variable n
Edad en años, media (DT) 53,6 (14,5) 90
Sexo, %
Hombre 36,7 33
Mujer 63,3 57
Nivel educativo, %
Sin estudios 5,6 5
Primarios 31,1 28
Secundarios 34,4 31
Superiores 28,9 26
Situación laboral, %
Activo 43,0 37
Parado 20,9 18
Jubilado 15,1 13
Tareas domésticas 10,5 9
Incapacidad laboral 8,1 7
Estudiante 2,3 2
Gestación, %
Sí 0 0
No 100 90
Raza, %
Caucásica 100 90
IMC en kg/m2, media (DT) 26,5 (4,8) 90
Perímetro de cintura en cm, media (DT) 12,5 (1,45) 90
Fumador, %
Sí 26,7 24
No 73,3 66
Cigarrillos al día, media (DT) 17,5 (17,4) 90
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Tabla 3
Comorbilidades (n = 90)
Enfermedades N (%)
Alguna comorbilidad asociada 34 (37,8)
Hipertensión arterial 27 (30,0)
Hipercolesterolemia 7 (7,8)
Diabetes 3 (3,3)
Miocardiopatía isquémica 3 (3,3)
Dislipidemia 2 (2,2)
Hipotiroidismo 2 (2,2)
Asma bronquial 1 (1,1)
EPOC 1 (1,1)
Fibrilación auricular 1 (1,1)
Fibromialgia 1 (1,1)
Cáncer de colon 1 (1,1)
Psoriasis 1 (1,1)
Síndrome antifosfolipídico 1 (1,1)
T: desviación típica; IMC: índice de masa corporal.
 el estadístico de tamaño del efecto (calculado como la diferencia
ntre las puntuaciones pre y post dividida por la desviación típica
e la puntuación pre). Todos los pacientes contestaron que habían
xperimentado una recuperación funcional y no se pudo realizar
omparación alguna a este respecto.
Los análisis fueron realizados con los paquetes estadísticos
AS®, IBM® SPSS® versión 20, IBM® AMOS® versión 20 y MPlus®
ersión 17.
esultados
articipantes
Se seleccionó una muestra de 90 pacientes diagnosticados de
TC. El 63,3% fueron mujeres, la edad media fue de 53,6 años
DT = 14,5) y el 43,0% trabajaba actualmente (ver tabla 2). El 37,8%
e los pacientes presentaron alguna enfermedad concomitante (ver
abla 3), siendo la más frecuente la hipertensión arterial (30,0%).
En 65 pacientes (72,2%) la mano afectada por el STC fue la domi-
ante; el 42,2% de los pacientes mostraron discriminación anormal
ntre 2 puntos, el 28,0% atrofia muscular moderada o intensa de la
egión tenar de la mano y el grado de afectación EMG fue intenso en
l 41,1% de los casos. La fuerza de aprehensión en la mano afectada
ominante no mostró diferencias clínicas importantes con respecto
 la mano afectada no dominante; sin embargo, la diferencia de
prehensión entre las manos se encontró próxima a la significa-
ión (dif. = 0,59 kg; ET = 0,293; p = 0,046). En todos los casos (100%)
a zona dolorosa correspondía a la región del nervio mediano.
La puntuación promedio en el cuestionario DN4 fue de 4,9 sínto-
as (DT = 2,07), oscilando entre uno y 10. El 76,7% de los pacientes
btuvo una puntuación ≥ 4; los síntomas más frecuentes fueron
ormigueo (98,9%) y quemazón (96,7%), y los menos frecuentes,
scozor (11%) y alodinia (11%).
EPOC: enfermedad pulmonar obstructiva crónica.
Las puntuaciones promedio en las dimensiones del cuestionario
CBD fueron: en la dimensión de intensidad del dolor, 3,2 (DT = 1,8),
y en la dimensión de interferencia en las actividades de la vida coti-
diana, 2,2 (DT = 1,8). Categorizando por niveles, el 58,9% presentó
una intensidad leve (0-3), el 35,6% moderada (4-6) y el 5,6% intensa
(7-10). El 87,8% presentó interferencia acusada en la vida cotidiana
(5-10).
De los 30 pacientes con evaluación de seguimiento poscirugía,
todos manifestaron una buena impresión clínica de recuperación
funcional posquirúrgica, mientras que el 33,3% refirió que el dolor
permanecía, y un 16,7% manifestó padecer hipostesias y pareste-
sias. Con respecto a los 9 pacientes con evaluación antes de la
cirugía, todos mantuvieron la presencia de dolor, parestesias e
hipoestesias.
Validación psicométrica
Todos los pacientes emitieron respuestas válidas a todos los
ítems de la subescala de severidad. Las respuestas se distribuye-
ron a través de todas las categorías de respuesta para todos los
ítems. Cuatro de los ítems mostraron cierta tendencia a efecto
suelo, acumulando entre el 31 y el 42% de las respuestas en la
categoría inferior (p1, p2, p7, p11); sin embargo, la siguiente cate-
goría de máxima frecuencia no era la contigua, evidenciando que
puede existir un subconjunto de pacientes que no experimentan ese
tipo de dolor. También todos los sujetos respondieron a todos los
ítems de la subescala de funcionalidad y solo la categoría máxima
del ítem 8 no recibió respuesta alguna. En esta ocasión, los ítems
1, 2 y 8 (referentes a la motilidad fina) mostraron un claro efecto
suelo, acumulando el 63, 50 y 86% de respuestas en la categoría de
respuesta inferior, respectivamente, aunque seguidos siempre con
la siguiente máxima frecuencia en la siguiente categoría contigua.
La puntuación media en la subescala de severidad fue de
2,76 puntos (DT = 0,84; Mín = 1,18; Máx = 4,91), y en la subescala
funcional fue de 2,32 puntos (DT = 0,84; Mín = 1; Máx = 4,25). La
correlación entre subescalas fue r = 0,772.
El tiempo de respuesta osciló entre 5 y 11 min, con un valor
promedio de 8,02 min (DT = 2,203). Todos los pacientes manifes-
taron entender correctamente todas las preguntas y no encontrar
dificultades al responder.
La consistencia interna de la subescala de severidad fue muy
buena (� = 0,909), con un intervalo de confianza al 95% de
0,878-0,934 y una correlación promedio interítems r = 0,475. En
cuanto a la subescala de funcionalidad, la consistencia interna fue
ligeramente menor (� = 0,872), y el intervalo de confianza, de 0,831-
0,901. La eliminación de cualquiera de los ítems disminuiría la
fiabilidad y la correlación promedio interítems fue r = 0,461.
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Motilidad
gruesa
Motilidad
fina
Funciona-
lidad
,81
,87
p3
p4
p5
p6
p7
p1
p2
p8
,86
,87
,75
,84
,78
,87
,73
,91
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Para los 21 pacientesque completaron el retest, la correla-
ión test-retest de la subescala de severidad fue r = 0,939, con un
CI = 0,926, demostrando una excelente estabilidad temporal. Por
u parte, la subescala funcional obtuvo una correlación r = 0,986 y
n CCI = 0,909.
El AFE de la subescala de severidad dio lugar a 2 autovalores
ayores de uno que explicaron el 66% de la variancia disponible. La
rueba de sedimentación mostró un primer autovalor de gran mag-
itud que explicaba la mayor parte de la variancia (54%), seguido de
tros 3 autovalores en disminución paulatina de tamaño. La com-
aración de las soluciones antes y después de la rotación demostró
a presencia de una dimensión común a todos los ítems de la
ue se segregaba una segunda dimensión que agrupaba (funda-
entalmente) la intensidad, la frecuencia y la duración del dolor
urante el día. Además, la correlación entre ambas dimensiones
ue alta (r = 0,505). En cuanto a la subescala de funcionalidad, el
FE también dio lugar a 2 autovalores mayores que la unidad
ue explicaban el 66% de la variancia. El gráfico de sedimentación
acía más evidente la existencia de una dimensión prioritaria. La
olución obtenida evidenció la presencia de una única dimensión
omún, de la que se segregaba una segunda dimensión correspon-
iente a las 3 funciones de motilidad fina (escribir, abrocharse y
searse-vestirse). Las 2 dimensiones mostraron una alta correlación
r = 0,549).
Los resultados del AFC mediante la estimación MLMV mostra-
on el mejor ajuste para 2 estructuras equivalentes: 2 dimensiones
elacionadas o 2 dimensiones explicadas por un factor de segundo
rden (fig. 2). La subescala de severidad se ajustó adecuadamente a
na estructura con una dimensión general de gravedad que corre-
acionaba sustancialmente (�21 = 0,52) con otra dimensión que
ecoge la sintomatología diurna: p3, p4 y p5, o, de manera equi-
alente, 2 dimensiones que miden un factor general de gravedad.
odas las saturaciones fueron significativas (p < 0,05) y los estadís-
icos de bondad de ajuste fueron buenos o aceptables: CFI = 0,944;
LI = 0,928; RMSEA = 0,177; �2/gl = 3,82; WRMR = 1,130. La estruc-
ura de mejor ajuste para la subescala funcional correspondió
 una configuración de 2 dimensiones correlacionadas (�21 = 0,73),
na correspondiente a la motilidad gruesa y otra correspondiente
 la motilidad fina: p1, p2 y p8, o la estructura equivalente de
 factores que saturan en un factor general de funcionalidad
Severidad
,83
,83
,83
,74
,81
,88
,91
,89
,69
,96
,85
,82
p3
p5
p4
p11
p10
p9
p8
p7
p6
p2
p1
,63
Severidad
general
Severidad
diurna
igura 2. Solución confirmatoria estandarizada de 2 factores correlacionados para
a subescala de severidad.
Figura 3. Solución confirmatoria estandarizada de 2 factores correlacionados para
la subescala funcional.
(fig. 3). Todas las saturaciones fueron significativas (p < 0,05) y los
estadísticos de ajuste fueron buenos o muy buenos: CFI = 0,990;
TLI = 0,985; RMSEA = 0,091; �2/gl = 1,75; WRMR = 0,573. La estima-
ción de máxima verosimilitud arrojó valores similares.
La correlación entre la subescala de severidad del BCTQ y el
dominio de intensidad del dolor de la CBD fue elevada (r = 0,707), al
igual que la correlación entre la subescala funcional y el dominio de
interferencia en las actividades cotidianas (r = 0,747). Estas correla-
ciones fueron ligeramente más elevadas que las obtenidas respecto
a la dimensión no concordante conceptualmente (tabla 4). Además,
las puntuaciones en las subescalas del BCTQ correlacionaron con el
número de síntomas de dolor neuropático de la DN4, siendo ambas
correlaciones similares: severidad (r = 0,673) y funcional (r = 0,662).
Aunque las subescalas del BCTQ mostraron una correlación alta
y significativa (r = 0,77), la correlación no alcanzó a ser perfecta
(r > 0,9), apoyando la idea de suficiente validez discriminante entre
las 2 dimensiones (ambas subescalas solo comparten un 49% de
información).
Las correlaciones de las puntuaciones de la escala con las
medidas obtenidas mediante el dinamómetro fueron altas y sig-
nificativas (p < 0,001) para ambas subescalas: severidad (r = 0,77) y
funcional (r = 0,75).
Los pacientes con discriminación anormal entre 2 puntos
presentaron puntuaciones más elevadas en las subescalas de
severidad de los síntomas (MS = 3,2; DTS = 0,7) y situación funcio-
nal (MF = 2,7; DTF = 0,7) que aquellos con discriminación normal
(MS = 2,4; DTS = 0,8; MF = 2,1; DTF = 0,9), siendo significativas ambas
diferencias (p < 0,001).
Las puntuaciones en las subescalas del BCTQ fueron sensibles
a la atrofia muscular, siendo más sensible la subescala funcional.
Los pacientes con atrofia muscular moderada o intensa presentaron
puntuaciones más elevadas en la subescala de severidad (MS = 3,3;
DTS = 0,5) que aquellos con atrofia leve o sin ella (MS = 2,5; DTS = 0,8;
p < 0,001). Por su parte, la subescala funcional mostró puntacio-
nes promedio diferentes para los pacientes con atrofia intensa
(MF = 3,7; DTF = 0,1), moderada (MF = 2,8; DTF = 0,6) y leve/normal
(MF = 2,1; DTF = 0,8), si bien la diferencia entre los grupos de atrofia
moderada e intensa no alcanzó la significación (fig. 4).
El grado de afectación EMG también se reflejó en las puntua-
ciones del BCTQ, siendo más sensible la subescala de severidad.
Los pacientes con afectación intensa presentaron puntuaciones más
elevadas en la subescala de severidad (MS = 3,3; DTS = 0,7) que aque-
llos con afectación moderada (MS = 2,9; DTS = 0,6) o leve (MS = 1,8;
DTS = 0,3), siendo todas las comparaciones significativas (p < 0,05).
En la subescala funcional, los pacientes con afectación intensa
252 Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2016;146(6):247–253
Tabla 4
Correlaciones entre las escalas concurrentes
Escala Abreviatura BCTQ-S BCTQ-F CBD-D CBD-A DN4
Severidad de los síntomas BCTQ-S 1 0,772** 0,707** 0,635** 0,673**
Situación funcional BCTQ-F 0,772** 1 0,720** 0,747** 0,662**
Intensidad del dolor CBD-D 0,707** 0,720** 1 0,629** 0,544**
Interferencia en actividades cotidianas CBD-A 0,635** 0,747** 0,629** 1 0,500**
Síntomas neuropáticos DN4 0,673** 0,662** 0,544** 0,500** 1
B Doule
(
q
q
e
(
p
c
F
e
B
CTQ: Boston Carpal Tunnel Questionnaire; CBD: Cuestionario Breve de Dolor; DN4: 
** p < 0,01 (bilateral).
MF = 2,8; DTF = 0,7) presentaron una mayor puntuación promedio
ue aquellos con afectación moderada (MF = 2,5; DTF = 0,8) y que los
ue tenían afectación leve (MF = 1,5; DTF = 0,3), si bien la diferencia
ntre los 2 primeros no alcanzó la significación (p = 0,154).
Comparando las puntuaciones pre y postintervención
tabla 5), en la subescala de severidad se observó una reducción
romedio �S = −2,0 puntos (DT = 0,6; p < 0,001), y en la subes-
ala de funcionalidad, una reducción �F = −1,3 puntos (DT = 0,7;
2,09
2,77
3,69
2,52
3,32 3,27
0
1
2
3
4
P
ro
m
ed
io
 B
C
T
Q
Grado de at rofia
1,45
Leve Moderada Intensa
Normal/Leve Moderada Intensa
2,47
2.773
1,77
2,92
3,28
0
1
2
3
4
P
ro
m
ed
io
 B
C
T
Q
Grado de afectación EMG
Funcionalidad Severid ad
Funcionalidad Severid ad
igura 4. . Puntuación promedio en las subescalas de severidad y funcionalidad por
l grado de atrofia (arriba) y el grado de afectación electromiográfica (abajo).
CTQ: Boston Carpal Tunnel Questionnaire; EMG: estudio electromiográfico.
ur Neuropatique 4 questions.
p < 0,001), correspondiendo a tamaños del efecto grandes (dS = −3,3
y dF = −1,9, respectivamente). En el grupo de pacientes que fue
valorado por segunda vez antes de la intervención quirúrgica,
los cambios observados indicaron un ligero empeoramiento, con
un cambio promedio �S = 0,2 puntos (DT = 0,2; p = 0,03) en la
subescala de severidad y �F = 0,1 puntos (DT = 0,1; p = 0,18) en
la subescala funcional, correspondiendo a tamaños del efecto
pequeños (dS = 0,3 y dF = 0,13). El cuestionario CBD también fue
sensible al efecto de la intervención quirúrgica.
Discusión
El cuestionario BTCQ fue bien aceptado por los pacientes. Todos
los participantes fueroncapaces de responder a todas las pregun-
tas sin necesidad de ayuda y el tiempo de cumplimentación fue
rápido (8 min). El análisis de los ítems individuales mostró un cierto
efecto suelo en 3 ítems de la subescala funcional (escribir, abro-
charse, y bañarse y vestirse). Estos ítems corresponden todos a la
motilidad fina y evidencian que existe un subconjunto de pacien-
tes que no presentan este tipo de limitaciones o que puede que se
hayan adaptado a su situación clínica. Sin embargo, este hecho no
afectó a la distribución de las 2 puntuaciones de resumen, ya que
en ambos casos se observaron puntuaciones prácticamente de todo
el espectro posible.
La fiabilidad de las 2 subescalas fue muy buena, con valores para
el � de Cronbach próximos a 0,90 en ambos casos. Este hecho apoya
la hipótesis de unidimensionalidad de cada subescala, ya que es un
requisito para poder llegar a obtener valores tan altos de consis-
tencia interna. La estabilidad de las puntuaciones fue muy buena,
alcanzándose una correlación entre administraciones consecutivas
de 0,94. Esto quiere decir que el 88% de la variabilidad de las pun-
tuaciones es atribuible a diferencias clínicas entre los pacientes, y
tan solo se comete un error de medición próximo al 12% del valor
medido.
La estructura del cuestionario se vio validada por las soluciones
del AFE y AFC. Para ambas subescalas, se observó que la estruc-
tura básica correspondía a una dimensión común capaz de explicar
todas las correlaciones observadas entre los ítems, pero se obtenía
un mejor ajuste cuando se permitía desdoblar la dimensión general
en 2 dimensiones correlacionadas entre sí. La subescala de grave-
dad se puede desdoblar en una dimensión que engloba los síntomas
diurnos (intensidad, frecuencia y duración del dolor por el día) y en
otra que engloba la sintomatología típicamente neuropática junto
con el dolor nocturno. Este desdoblamiento es compatible con una
estructura con un factor común de segundo orden que engloba
ambas dimensiones y que daría lugar a un ajuste idéntico al obte-
nido (tras establecer las restricciones necesarias en el modelo para
que esté identificado). Sin embargo, los estadísticos de bondad de
ajuste apuntan a que existen relaciones particulares entre pare-
jas de ítems debidas a la casuística de los pacientes (no todos los
pacientes sienten hormigueo y debilidad de manera simultánea,
o dolor durante el día y durante la noche, por ejemplo). Por su
parte, la subescala funcional obtiene un ajuste excelente cuando
se separan la funcionalidad correspondiente a la motilidad fina
Á. Oteo-Álvaro et al. / Med Clin (Barc). 2016;146(6):247–253 253
Tabla 5
Sensibilidad al cambio de las dimensiones de los cuestionarios Boston Carpal Tunnel Questionnaire y Cuestionario Breve de Dolor por grupo de seguimiento
Escala Intervenidos No intervenidos
Pre Post Dif. Pre1 Pre2 Dif.
Boston Carpal Tunnel Questionnaire
Severidad de los síntomas 3,35 (0,59) 1,33 (0,30) −2,03 (0,64)** 3,05 (0,71) 3,18 (0,82) 0,18 (0,22)*
Situación funcional 2,59 (0,69) 1,29 (0,28) −1,30 (0,69)** 3,03 (0,82) 3,14 (0,87) 0,07 (0,14)
Cuestionario Breve de Dolor
Intensidad del dolor 4,07 (1,87) 0,82 (0,98) 3,26 (2,24)** 3,78 (1,43) 4,17 (1,02) −0,39 (0,75)
Interferencia en actividades cotidianas 2,45 (1,44) 0,22 (0,40) 2,23 (1,38)** 4,19 (1,84) 4,51 (1,99) −0,32 (0,94)
Dif.: diferencia de puntuaciones Post − Pre o Pre2 − Pre1.
D
(
c
a
b
d
n
s
c
f
l
l
c
c
e
c
l
e
e
c
d
m
i
2
d
d
s
l
d
s
c
q
f
e
g
d
n
e
e
e
b
F
n
1
1
1
1
1
1
development of a new neuropathic pain diagnostic questionnaire (DN4). Pain.
atos expresados como media (desviación típica).
* p < 0,05.
** p < 0,001.
escribir, asearse, abrocharse) de la motilidad gruesa o de poten-
ia (sujetar libros, abrir tarros, limpiar la casa, acarrear bolsas), pero
mbas dimensiones se encuentran muy relacionadas entre sí y tam-
ién podrían explicarse igualmente como 2 subdimensiones de una
imensión funcional global de segundo orden. Los resultados obte-
idos permiten concluir que la estructura propuesta originalmente
e reproduce en nuestra muestra de pacientes, y que cada subes-
ala mide un aspecto general de la gravedad y del impacto en la
uncionalidad derivadas de la afección del STC.
Las mediciones obtenidas por el BCTQ fueron convergentes con
as obtenidas mediante otros cuestionarios ya validados al caste-
lano, de uso generalizado y que miden conceptos similares. Las
orrelaciones con las dimensiones del CBD fueron altas, y también
on el número de síntomas de dolor neuropático recogidos por la
scala DN4. El hecho de que la correlación entre las dimensiones
onceptualmente concordantes del BCTQ y el CBD fuera superior a
a observada entre dimensiones divergentes, y que la correlación
ntre subescalas del BCTQ no sea excesivamente alta, apoyaron la
videncia de validez discriminante.
También se confirmó que existían relaciones entre las puntua-
iones del BCTQ y otras mediciones clínicas propias del diagnóstico
el STC, apoyando la validez de constructo. La correlación con las
edidas del dinamómetro fue alta; el instrumento fue capaz de
dentificar a los pacientes con problemas de discriminación entre
 puntos, también discriminó a los que tenían atrofia muscular y
etectó diferencias según el grado de afectación conforme con la
eterminación EMG.
Por último, la versión castellana del BCTQ también demostró
er sensible a los cambios clínicos, observándose diferencias en
as puntuaciones de los pacientes tras la intervención quirúrgica
e liberación del atrapamiento. La subescala de gravedad de los
íntomas fue en la que se observaron mayores diferencias, con un
ambio promedio de −2 puntos (en una escala de 1 a 5), mientras
ue en la subescala de interferencia funcional el cambio promedio
ue de −1,3 puntos. Ambos cambios corresponden a tamaños del
fecto superiores a 0,50, por lo que deben considerarse cambios de
ran magnitud. Por el contrario, los pacientes que fueron valora-
os por segunda vez antes de la intervención quirúrgica no solo
o experimentaron mejoría, sino que experimentaron un ligero
mpeoramiento.
Aunque el tamaño muestral es adecuado para el propósito del
studio, no es tan extenso como para asegurar la representatividad
pidemiológica, lo que puede haber repercutido en la relativamente
aja prevalencia de alguna sintomatología.
inanciación
El estudio fue financiado mediante una ayuda a la investigación
o condicionada de Pfizer, S. L. U.
1
Conflicto de intereses
La validación de la escala se ha realizado con una ayuda a la
investigación no condicionada de Pfizer, S. L. U.
Anexo. Material adicional
Se puede consultar material adicional a este artículo en
su versión electrónica disponible en http://dx.doi.org/10.1016/
j.medcli.2015.10.013.
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http://refhub.elsevier.com/S0025-7753(15)00582-5/sbref0085
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	Validación al castellano de la escala Boston Carpal Tunnel Questionnaire
	Introducción
	Materiales y métodos
	Diseño del estudio
	Variables
	Mediciones concurrentes
	Tamaño de la muestra
	Análisis estadístico
	Resultados
	Participantes
	Validación psicométrica
	Discusión
	Financiación
	Conflicto de intereses
	Anexo Material adicional
	Bibliografía