parcialmente dentado
Resumen Antecedentes
Francia El objetivo de este estudio fue investigar la dimensionalidad, fiabilidad y validez de una versión alternativa del cuestionario sobre la función de mascar en parte . pacientes dentados en Japón
Métodos
los sujetos fueron parcialmente pacientes dentados que asistieron a la clínica protésico en Tokio la Universidad médica y Dental (N = 491, 71% mujeres, con una edad media (± dE): 63,0 ± 11,5 años). El cuestionario pidió a cada sujeto para evaluar su capacidad para masticar 20 alimentos japoneses comunes. Para cada individuo, se combinaron para producir respuestas una puntuación Resumen de las funciones de masticación, con puntuaciones más altas indican una mejor capacidad de masticación de auto-reporte. Se utilizó el análisis factorial exploratorio para investigar la dimensionalidad los puntajes. Para la evaluación de la validez, se calculó la correlación entre la puntuación de la función de masticación y la calidad relacionada con la salud oral de la vida (OHRQoL, según lo medido por el japonés de 14 ítems Oral Perfil de Impacto en Salud (OHIP-14)) La consistencia interna de las puntuaciones y la prueba-reprueba fiabilidad fueron investigados por pedir a un subgrupo de sujetos (N = 62) para completar el cuestionario dos veces, cada 2 semanas.
resultados
análisis factorial exploratorio proporcionado alguna evidencia de que la capacidad de masticar auto-reporte se puede caracterizar por una puntuación global como sugieren los autores originales. El apoyo a la validez de mascar puntuaciones de la función utilizando la versión alternativa del cuestionario se deriva de correlaciones con OHIP-14 partituras (r = -0,46, 95% intervalo de confianza (IC): -0,53 a -0,39); por lo tanto, una mejor capacidad de masticación se asoció con menos deterioro OHRQoL. La consistencia interna fue 'satisfactoria', con un alfa de 0,90 (límite inferior del IC del 95%: 0,89) de Cronbach. La fiabilidad test-retest fue 'bueno', con un coeficiente de correlación intraclase de 0,69 (IC del 95%: 0,56 a 0,82).
Conclusión México La versión alternativa del cuestionario sobre la función de mascar puede ser utilizado como un stand-alone instrumento debido a la fiabilidad demostrada y la validez de las puntuaciones obtenidas mediante el cuestionario en pacientes parcialmente dentados.
Antecedentes
la capacidad de masticar es un componente importante de la salud oral [1]. Además, debido a esta capacidad puede afectar los hábitos dietéticos y la ingesta de nutrientes, sino que también tiene consecuencias para ambas medidas físicas de salud general [2-5] y el estado general de salud percibida, como se mide utilizando genérico de calidad relacionada con la salud de los instrumentos de la vida [6] .
la función de masticación puede evaluarse mediante pruebas y cuestionarios de mascar o entrevistas personales. Mientras que las pruebas de mascar permiten la evaluación de la eficiencia masticatoria con cierta objetividad, cuestionarios proporcionan información en cuanto a cómo un individuo percibe su capacidad de masticación. Durante muchos años, la mayoría de los investigadores han utilizado los términos "objetivo" y "subjetivo" cuando se hace referencia a los datos recogidos a través de pruebas de laboratorio y los recogidos en los pacientes auto-informes, respectivamente, lo que implica que las pruebas de laboratorio son más válidos y que los pacientes 'auto -Informes proporcionan información única sustituta. Sin embargo, ambas evaluaciones representan una información diferente pero complementaria. Slagter et al. [7] y Carlsson y Lindquist [8] informó de que las calificaciones de su experiencia de mascar de los pacientes fueron sólo débilmente relacionadas con su capacidad de masticar alimentos de prueba. Recientemente, con la creciente importancia que se adjunta a los resultados informados por los pacientes en odontología en general [9-11] importancia, el método de evaluación informado por el paciente ha ganado para la evaluación de la capacidad de masticar.
Los métodos subjetivos incluyen preguntas de un único elemento, comida listas, e índices para evaluar la capacidad de masticar o comer dificultad. En el caso de las preguntas de un único elemento, los sujetos se les hace una pregunta sencilla acerca de su capacidad de masticación [12-14]. Estas preguntas, aunque fácil de responder, son medidas reales capacidad de masticar y no proporcionan información detallada respecto a las comidas los sujetos tenían dificultad para comer o no podían comer en absoluto. Otro método de evaluación subjetiva de la capacidad de masticar es un cuestionario de la ingesta de alimentos que clasifican los alimentos específicos en función de si son fáciles o difíciles de morder o masticar [9, 15-17]. Estos cuestionarios evalúan la capacidad de comer o masticar una serie de alimentos de dureza variable o texturas que fueron elegidos cuidadosamente para ser más relevantes para la capacidad de masticar la percepción subjetiva de cada población objetivo. El cuestionario función masticatoria desarrollado por Sato et al. [16] es uno de esos instrumentos y se ha utilizado en varios estudios [16, 18, 19]. A pesar de este cuestionario se puede completar fácilmente en un tiempo relativamente corto y se puede administrar en el lado de la silla, su validez y fiabilidad nunca han sido investigadas a fondo. Aunque se desarrolló originalmente para pacientes desdentados con prótesis completas convencionales, el cuestionario puede ser útil para otras poblaciones, en particular, pacientes parcialmente dentados, también. Con el fin de evaluar la capacidad de masticación auto-reporte de uso de este cuestionario a través de poblaciones dentales, validaciones de éxito en la nueva configuración es necesaria, porque los hábitos dietéticos o las preferencias alimentarias pueden depender de la población. Además, la piscina artículo más grande de alimentos japoneses comunes, a partir de las cuales se seleccionaron los ítems del cuestionario actuales, ofrece una oportunidad para crear una versión alternativa del instrumento. En realidad, los mismos autores reportaron un instrumento alternativo que utiliza diferentes elementos que se seleccionan a partir del mismo conjunto de ítems de alimentos japoneses [20]. Tales formas alternativas pueden complementar los instrumentos existentes en la evaluación del constructo objetivo durante cortos períodos de tiempo cuando el efecto de prueba-reprueba impide el uso del mismo instrumento [21] repite.
Este estudio tuvo como objetivo investigar la dimensionalidad, fiabilidad y validez de una versión alternativa del cuestionario sobre la función de masticación en pacientes parcialmente dentados.
Métodos sujetos y el establecimiento de
Durante el período de estudio (tres semanas consecutivas en junio y julio de 2007, 507 pacientes consecutivos parcialmente dentado en la clínica prostodóntico de Tokio la Universidad médica y Dental fueron invitados a participar en este estudio. de ellos, 496 sujetos (97,8%) participaron en el estudio y el consentimiento informado por escrito. se excluyeron los sujetos que presentaban ninguna enfermedad aguda por vía oral o cuya salud general interferiría con . cualquier tratamiento dental Después de estas exclusiones, se analizaron los datos de 491 sujetos (N = 491, 71% mujeres, con una edad media (± desviación estándar (SD)): 63,0 ± 11,5 años). Media del número de los dientes perdidos fue de 9,6 ± 8,2, y 344 sujetos (70,1%) fueron portadores de prótesis removibles. Este estudio se llevó a cabo con la aprobación del comité de ética de Tokio y Dental Medical University. (Número de autorización: # 135, 3 de diciembre de 2005)
de mascar cuestionario sobre la función y su banco de ítems Francia El cuestionario sobre la función de masticación propuesto por Sato et al. [16] pide al sujeto para evaluar su capacidad para masticar 20 alimentos seleccionados de entre 100 alimentos japoneses comunes. El mismo autor también propuso una versión alternativa del instrumento que utiliza diferentes alimentos seleccionados de la misma piscina artículo [20] (Tabla 1). A los sujetos se les preguntó si era fácil ( '1') o difícil ( '0') para masticar los alimentos. respuestas a los ítems para cada individuo se combinaron para producir una puntuación global de 0-20 para ese tema que se denomina la "puntuación de la función de masticación, 'con las puntuaciones más altas indican una mejor capacidad de masticación. En este estudio se validó la versión alternativa de la función masticatoria questionnaire.Table 1 Los alimentos que figuran en la versión alternativa del cuestionario sobre la función de masticación, y la proporción de sujetos que informaron de un alimento en particular para ser "fáciles de masticar."
< col>
Alimentación *
Porcentaje que respondió "fácil" (%)
SOJA **
99,6
Pudín
99,0
ARROZ
97,0
de fideos udon
95,9
lechuga
90,2
tempura de camarones
87,0
pepino
82,5
filete de carne de vaca
**
80,9
al horno pastel de arroz **
58,9
ENCURTIDAS RADISH **
53,6
duro galleta **
53,4
mijo y el pastel de arroz
50,3
MARINADOS PULPO
46,6
berberecho
46,4
duro PIQUELADOS RADISH **
35,9
duro de la galleta del arroz **
34,4
goma de mascar **
33,0
manzana entera **
25,9
secos JIBIAS **
23,8
corte hilo de algodón
18,1
* los alimentos se enumeran en orden descendente del porcentaje de sujetos que informaron de un alimento en particular para ser fácil de masticar descendente. de texto en mayúsculas indica una comida japonesa.
** Los alimentos que eran idénticos a los utilizados en el cuestionario original.
Evaluación de la dimensionalidad, fiabilidad y validez
Se evaluó la dimensionalidad mediante análisis factorial exploratorio (EPT) . Siguiendo el procedimiento sugerido por Woods [22], hemos sometido una matriz de correlación tetracórica a la EPT mediante el uso de un estimador de menos cuadrados ponderados para obtener cargas factoriales con el programa Mplus, la versión 5 [23]. Hemos mantenido factores con valores propios & gt; 1 y les hace girar con 'quartimin', que es un método de rotación oblicua. Los productos que fueron asignados en la reserva por factores que tuvieron una carga de ≥ 0,5 en valor absoluto [24] girado.
Nos diferenciamos uni-contra multidimensionalidad en base a la magnitud del factor de cargas, la distribución de la varianza entre los factores, y la correlación entre las factores. El alto nivel de todos los artículos con el primer factor retenido, la variación sustancial atribuido al primer factor retenido, y la correlación sustancial entre la unidimensionalidad favorecida factor de retenida.
Fiabilidad test-retest y la consistencia interna, se realizaron análisis para evaluar la fiabilidad. La consistencia interna se mide en toda la muestra utilizando el alfa de Cronbach [25] y fue juzgado de acuerdo con las recomendaciones previamente establecidos [26]. En un subgrupo comodidad de los sujetos (n = 62), la fiabilidad test-retest se evaluó pidiendo a los sujetos para completar el cuestionario dos veces, cada 2 semanas. coeficientes de correlación intraclase (CCI) se calcularon para la puntuación de la función de mascar según Shrout y de Fleiss ICC usando un análisis unidireccional de la varianza [27]. La calidad de los coeficientes de fiabilidad se evaluó utilizando las directrices establecidas previamente [28]. Opiniones de evaluación de la validez, se determinó el número de elementos OHIP, dominios OHRQoL sugeridas por Slade [29], y la construcción en su conjunto se correlacionaron con la capacidad percibida de mascar . Nos esperaba una correlación significativa entre la capacidad de masticar percibida y OHRQoL debido a que la construcción en su conjunto podría capturar las consecuencias directas e indirectas de problemas de masticación. Además, se esperaba una mayor correlación para artículos y dominios relacionados con la alimentación y la función oral o aspectos físicos de la salud bucal en comparación con los elementos /dominios que no están directamente relacionados con estos aspectos de la salud oral. Hemos calculado los coeficientes de correlación de Pearson entre la puntuación de la función de masticación y la calidad relacionada con la salud oral de la vida (OHRQoL, medida mediante la puntuación de resumen de la japonesa de 14 ítems Oral Perfil de Impacto en Salud (OHIP-14)) [30], así como entre la puntuación de la función de masticación y cada uno de los 7 puntuaciones del dominio OHIP. Correlaciones de Spearman se calcularon entre la puntuación de la función de masticación y cada una de las respuestas a los ítems OHIP. Además, se calculó un coeficiente de correlación de Pearson entre la puntuación de la función de masticación y el número de dientes. La hipótesis de que más dientes estarían relacionados con una mejor capacidad de masticar. Los datos correspondientes a un sujeto se excluyeron del análisis debido a una serie de elementos que faltan OHIP impidió el cálculo de una puntuación resumen informativo. . Los elementos individuales OHIP faltaban en menos del 1% de la muestra
Excepto para el análisis factorial, todos los análisis se realizaron utilizando el paquete de software estadístico STATA Versión 9 (Stata Statistical Software 2005; StataCorp LP, College Station, TX, EE.UU.) , con la probabilidad de un error tipo I fijado en los 0,05 α nivel.
resultados
Frecuencia de la capacidad de auto-reporte de comer alimentos típicos
cuatro alimentos (queso de soja, budín, arroz y fideos udon) eran se calificó como "fáciles de masticar 'por casi todos (& gt; 95%) sujetos (Tabla 1). Sólo un tercio o menos sujetos encontrado (corte) de hilo de algodón, jibia deshidratadas, manzana entera, o la goma de mascar 'fáciles de masticar.'
De mascar puntuaciones de la función en todos los temas y subgrupos México La media (DE) de mascar puntuación de la función para todos los sujetos fue de 12,1 (4,8) unidades. Cuando la población de estudio se dividió en 2 grupos en la mediana de edad (65 años), los sujetos más jóvenes (n = 237) demostró un poco mejor la capacidad de masticar que los sujetos de mayor edad (n = 254; 12,5 ± 5,1 frente a 11,8 ± 4,6 unidades, respectivamente). Una comparación de las puntuaciones de la función de masticación de los sujetos femeninos y masculinos indicó una capacidad de masticar ligeramente inferior a las mujeres que en varones (12,0 ± 4,8 unidades, n = 350 frente a 12,4 ± 4,8 unidades, n = 141, respectivamente).
Dimensionalidad de mascar cuestionario sobre la función MyBestPlay todos los elementos correlacionados sustancialmente con el factor latente (todas las cargas ≥ 0,39) cuando se retuvo sólo un factor (valor propio: 12,1) en el análisis de los factores. Este factor explicó 60% de la varianza (Tabla 2). Cuando el criterio de valor propio de & gt; 1 se aplicó, 2 factores se mantuvieron, con el segundo que tiene un valor propio de 2,8. Juntos, los 2 factores explican el 74% de la varianza. Cuando se consideraron importantes sólo las cargas de artículos con correlaciones ≥ 0,5 con los factores rotados, una estructura clara y sencilla surgió. Cuatro objetos cargados en el primer factor, y los restantes objetos cargados en el segundo factor. Los 2 factores latentes en correlación con r
Pearson = 0,25. Los 2 factores se denominan "alimentos muy fáciles de masticar" y "alimentos no tan fácil de chew.'Table 2 Factor de cargas para el cuestionario función de la masticación de la solución de 1 y 2 (factor de mínimos cuadrados ponderados con rotación quartimin).
Alimentación
Factor de cargas muestran cuando & gt; 0,5
1-factor de
de 2 factores
|
|
1
2
SOJA
0,39 1,12 *
|
ARROZ
0,64
0,56
|
de fideos udon
0,69
0,55
< td>
Pudín
0,40
0,74
|
lechuga
0,71
|
0,56
tempura de camarones
0,78
|
0,62
pepino
0,84
|
0,71
al horno pastel de arroz
0,76
|
0,76
filete
0,79
|
0,75
PIQUELADOS RADISH
0.95
|
0,86
MARINADOS PULPO
0.90
|
0,83
sobre Hard galleta
0,85
|
0,91
mijo y el pastel de arroz
0,89
|
0,93
duro de la galleta del arroz
0,89
|
0,96
berberecho
0,89
|
0,87
duro PIQUELADOS RADISH
0,94
|
0,91
secos JIBIAS
0,92
|
0,96
goma de mascar
0,67
|
0,72
manzana entera
0,75
|
0,80
corte hilo de algodón
0,70
|
0,77
Sólo correlaciones de ≥ 0,5 se muestran. de texto en mayúsculas indica una comida japonesa.
* Para soluciones rotadas, las cargas pueden ser ligeramente menor que -1 o ligeramente mayor que 1, debido a que los factores no son ortogonales con una rotación oblicua.
Fiabilidad interna
coherencia alcanzó un nivel "satisfactorio" con un alfa de 0,90 (límite inferior del intervalo de confianza del 95% (IC): 0.89) de Cronbach para todos los elementos. alfa de Cronbach fue de 0,91 (límite inferior del IC del 95%: 0,90) para el primer factor y 0,54 (límite inferior del IC del 95%: 0,48) para el segundo factor
fiabilidad test-retest fue ICC = 0,69 IC (95%. : 0,56 a 0,82) para la puntuación de la función de masticación. Este nivel de reproducibilidad se consideró "regular a buena 'y casi alcanza el umbral de 0,70 para el" excelente "fiabilidad.
Validez
Todas las asociaciones observadas entre la capacidad de auto-reporte de la masticación, la calidad relacionada con la salud oral de la vida, y el número de de los dientes estaban de acuerdo con las hipótesis. El coeficiente de correlación de Pearson entre la puntuación de la función de masticación obtiene utilizando la versión alternativa del cuestionario y la OHIP-14 Puntuación resumida fue de r = -0.46 (N = 490; IC del 95%: -0,53 a -0,39), lo que indica que los sujetos con mayor puntuaciones de la función de masticación (que reflejan una mejor capacidad de masticación de auto-reporte) tuvieron puntuaciones más bajas de OHIP (que reflejan menos afectada OHRQoL). Por lo tanto, una mejor capacidad de masticar auto-reporte se correlacionó con una mejor OHRQoL.
Coeficientes de correlación de Pearson entre la puntuación de la función de masticación y los siete dominio resultados OHIP iban -0,24 a -0,44 con el mayor valor absoluto observada para el dominio 'Discapacidad Física '. El dominio 'limitación funcional' correlacionados en magnitud absoluta con la goma de las puntuaciones de función sólo ligeramente inferior con -0.42, así como el dominio del dolor físico con -0.43. Rango de correlación de Spearman entre la puntuación de la función de masticación y las respuestas a los ítems OHIP osciló entre -0.17 (irritable con otras personas) a -0.43 (incómodo para comer). . Todos los coeficientes de correlación fueron estadísticamente significativas (p & lt; 0,001): perfil Además, el coeficiente de correlación de Pearson entre la puntuación de la función de masticación y el número de dientes fue de r = 0,34 (N = 491; IC del 95% 0.26 a la 0,41) , lo que indica que un mayor número de dientes se asoció una mejor capacidad de masticar la percepción subjetiva de
.
Discusión Este estudio fue diseñado para investigar la dimensionalidad, fiabilidad y validez de una versión alternativa de la función de masticación cuestionario [16] en pacientes parcialmente dentados.
Cuando investigamos la dimensionalidad de la versión alternativa del cuestionario función masticatoria, la EPT reveló la existencia de 2 factores. El primer factor contenía 16 artículos, mientras que el segundo contenía 4 artículos. El segundo factor se caracteriza por elementos de muy alta prevalencia, como comer tofu, arroz, udon, y el budín era posible que & gt; 95% de nuestros sujetos. Sin embargo, debido a la fuerte primer factor, la correlación sustancial de todos los artículos con esta variable latente, y la baja prevalencia de los elementos relacionados con el segundo factor, se consideró que la capacidad percibida de mascar como un constructo que podría caracterizarse por una puntuación de resumen. Aunque encontramos un segundo factor que contenía alimentos que fueron calificados fáciles de masticar por la casi totalidad de nuestros sujetos parcialmente dentados y podría, por tanto, se han eliminado porque no proporcionan mucha información sobre nuestros temas, creemos que estos elementos pueden ser útiles en otro poblaciones de pacientes con la capacidad de masticar inferior, por ejemplo, los pacientes con dolor relacionado con un TMT. En estas poblaciones, los pacientes pueden tener más dificultades para masticar estos alimentos, y por lo tanto los elementos proporcionarían información para la discriminación de los pacientes. Para mantener la comparabilidad de las puntuaciones de la función de masticación, conservando estos 4 elementos pueden ser advertidos incluso para pacientes parcialmente dentados. Además, el cuestionario original Sato también examinó la capacidad de masticar la percepción subjetiva de un constructo unidimensional porque se forma sólo una puntuación de resumen, el cual está en línea con otros informes que consideran sus instrumentos como la caracterización de una sola construcción [6, 31]. Sin embargo, creemos que nuestro EPT proporcionó una visión inicial en la dimensionalidad de la capacidad de masticar percibido. Se utilizó una técnica exploratoria porque consideramos este paso adecuado para la evaluación de una construcción en la que no se han aplicado técnicas de análisis de factores antes y sólo estaba disponible opinión de los expertos de la estructura de construcción. En esta situación, la EPT se recomienda a menudo como la primera aproximación analítica [32]. De acuerdo con nuestros resultados, pueden existir dimensiones de la capacidad de masticar percibido. Esta hipótesis podría ponerse a prueba mediante análisis factorial confirmatorio (CFA) en contra de los modelos alternativos de la capacidad de masticar percibida, en particular, un modelo unidimensional. La investigación futura que implica CFA relacionada con las técnicas estadísticas multivariables como modelos de ecuaciones estructurales, así como análisis cualitativos [33] pueden facilitar la comprensión de la estructura de la capacidad masticatoria percibida,
tenemos en cuenta los resultados suficientes para justificar el uso del instrumento para discriminar sujetos con diferentes niveles de capacidad masticatoria percibida, en una población objetivo típico para el cuestionario. Hemos demostrado que el cuestionario función de mascar se puede utilizar en una población diferente de aquel en el que se desarrolló originalmente. Por lo tanto, este instrumento proporciona una oportunidad para evaluar la capacidad de mascar percibida en pacientes con mínima para completar la pérdida de dientes. Por otra parte, los resultados anteriores, tomadas en conjunto con otros datos que apoyan la utilidad de este instrumento en otra población con la goma de problemas (pacientes con trastornos temporomandibulares (TTM) [19]) sugieren que este instrumento ofrece un enfoque unificado para medir la capacidad masticatoria percibida, en la cultura japonesa a través de poblaciones con función masticatoria limitado.
Sólo limitada información disponible en la literatura con respecto a la fiabilidad de los instrumentos (cuestionarios) para la medición de la capacidad de masticar percibido. De hecho, están disponibles para la puntuación de la función de masticación ninguno de tales datos. Para el Índice de la capacidad de masticar, otro instrumento para la evaluación de la capacidad de masticar, se informó de que el coeficiente de reproducibilidad para ser 0,98 [9]. Reproducibilidad para el Índice de Comer dificultad, un instrumento desarrollado en China, se informó de que 0,99, y se informó de la kappa ponderado para la fiabilidad test-retest para ser 0,89 [34]. Aunque la comparación directa no es posible debido a las diferencias metodológicas, estos datos previamente reportados son en general de acuerdo con los resultados de nuestro estudio. Ellos apoyan la noción de que es posible la evaluación de la capacidad de masticación se percibe en general con la suficiente fiabilidad. Cuando investigamos la consistencia interna, los resultados fueron calificados 'excelente', según las directrices, y la fiabilidad test-retest para la puntuación de la función de masticación fue ligeramente inferior, pero todavía calificados 'regular a buena.' Estos resultados sugieren que la fiabilidad de la versión alternativa del cuestionario sobre la función de masticación es suficiente, con los aspectos de consistencia interna de la fiabilidad es mejor que su fiabilidad test-retest, que era un poco menor de lo esperado.
Hemos utilizado una medida porque el OHRQoL capacidad de masticar se ha informado de que una dimensión importante de OHRQoL [6] y la capacidad de masticar se ha asociado con efectos relacionados con la función oral. No hicimos uso de otra establecida percibimos mascar índice de la capacidad de dicho nos la desarrollada por Leake [9]. Este instrumento, el Índice de Capacidad de mascar [9], es un 0 - 5 puntaje basado en la capacidad de auto-reporte de masticar 5 alimentos y se ha notificado a ser válida como una medida para evaluar la capacidad de masticación percibido. Sin embargo, una versión japonesa validada del instrumento no estaba disponible, y por desgracia algunos de los productos alimenticios que figuran en el cuestionario no son muy comunes en Japón. Se trata de una limitación de nuestro estudio que no incorporamos otro cuestionario sobre la función de masticación. Consideramos que los dos instrumentos intercambiables y muy altamente correlacionados porque se derivan de la misma fuente 100-elemento original, y comparten un gran número de artículos.
Cuando investigamos la validez puntuación, las asociaciones observadas entre la percepción subjetiva de mascar la capacidad, la calidad relacionada con la salud oral de la vida, y el número de dientes cumplen las expectativas a priori. Una relación positiva existente entre el número de dientes y las puntuaciones de la función de masticación, que ha sido previamente observada entre los adultos de mayor edad [35-37]. Otros informes han demostrado que las condiciones orales tales como gomas infectadas o doloridos, dientes sueltos, y el dolor de muelas - todos los posibles precursores de la pérdida de dientes - se asociaron con la aparición de dificultad para la masticación [38]. la capacidad de masticar debe estar asociado a los impactos relacionados con la función oral. Por lo tanto, las asociaciones observadas entre la capacidad de masticación y OHRQoL, donde la masticación es parte de la dimensión "función oral" [39, 40], con los 2 elementos que caracterizan la "discapacidad física" o el dominio 'limitación funcional' en el OHIP-14, también apoyó la validez de las puntuaciones del cuestionario. Se observó que la correlación más fuerte entre cada elemento y las puntuaciones de la función de masticación en la partida «incómodo para comer) 'equipado expectativas a priori. Estos resultados están de acuerdo con los de estudios anteriores [6, 34] reportar una asociación significativa entre la capacidad de masticación y OHRQoL.
Sobre la base de las propiedades psicométricas suficientes de la versión alternativa del cuestionario función masticatoria existe la oportunidad de evaluar el objetivo construir durante períodos muy cortos de tiempo cuando se esperan efectos de prueba-reprueba que impida la evaluación con el mismo instrumento. No sabemos la magnitud de los efectos de test-retest para la capacidad de masticar percibida; sin embargo, para una construcción relacionada, OHRQoL, los efectos de prueba-reprueba estaban presentes, pero pequeña [21]. Por lo tanto, los efectos de prueba-reprueba también pueden ocurrir con los instrumentos utilizados para medir la capacidad de mascar percibida y pueden motivar a la utilización de la versión alternativa. Además, más información relevante para el diagnóstico de mascar problemas y la evaluación de los resultados del tratamiento se puede obtener usando una versión alternativa junto con el cuestionario original.
Conclusión
La versión alternativa de la función cuestionario de mascar se puede utilizar como una stand-alone instrumento para la evaluación de la capacidad masticatoria percibida, debido a la fiabilidad demostrada y la validez de las puntuaciones obtenidas mediante el cuestionario en pacientes parcialmente dentados.
Declaraciones
Agradecimientos Francia el autor reconoce con gratitud los comentarios proporcionados por el Dr. Linda Raab durante la preparación de este manuscrito. Este manuscrito fue apoyada por el Ministerio de Educación, Cultura, Deportes, Ciencia y Tecnología (MEXT), subvención-en-Ayudas a Jóvenes Científicos (B) (# 17791377).
Conflicto de intereses
Los autores declaran que que no tienen intereses en conflicto.
autores KB llevaron a cabo los estudios de resultados, participó en la secuencia de alineación y redactó el manuscrito. MI llevó a cabo la recogida de datos. KA participó en la secuencia de alineación. MTJ participado en el diseño del estudio y realizó el análisis estadístico. YI concebido del estudio, y participó en su diseño y coordinación. Todos los autores participaron en la preparación del manuscrito y aprobado el manuscrito final.
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