x

¿Aún no esta registrado?

Crea tu cuenta. Registrate en Elsevier y obtendrás:

Registrarme ahora
España | Change
Help - - Sign up - Phone number 902 888 740
Search

Impact factor:
2012

1,399
© Thomson Reuters, Journal Citation Reports, 2012

Indexed in:

Current Contents/Clinical Medicine, Journal Citation Reports, SCI-Expanded, Index Medicus/Medline, Excerpta Medica/EMBASE, IBECS, IME, MEDES, PASCAL, SCOPUS, SciVerse ScienceDirect

SCImago Index

SCImago Journal & Country Rank

Validación de las versiones en español de la Montgomery-Asberg Depression Rating Scale y la Hamilton Anxiety Rating Scale para la evaluación de la depresión y de la ansiedad

Validation of the Spanish versions of the Montgomery-Asberg Depression and Hamilton Anxiety rating scales

Antonio Lobo a, Lorenzo Chamorro b, Antonio Luque c, Rafael Dal-Ré c, Xavier Badia d, Eva Baró d

a Servicio de Psicosomática y Psiquiatría de Enlace, Hospital Clínico Universitario Lozano Blesa. Zaragoza.
b Unidad de Psiquiatría, Hospital General Universitario. Guadalajara.
c Departamento Médico. GlaxoSmithKline. Tres Cantos. Madrid.
d Health Outcomes Research Europe. Barcelona.

Keywords

Anxiety. Depression. Psychometric properties. Validity. Reliability. Sensitivity to change. Montgomery-Asberg Depression Rating Scale. Hamilton Anxiety Rating Scale.

Abstract

Fundamento: Los trastornos del estado de ánimo (TEA) y los trastornos de ansiedad (TA) constituyen las alteraciones psiquiátricas más comunes en la población general. En este estudio se han evaluado, por primera vez, las propiedades psicométricas de las versiones en español de la Montgomery-Asberg Depression Rating Scale (MADRS) y la Hamilton Anxiety Rating Scale (HARS), ampliamente utilizadas en la práctica asistencial y en investigación clínica. Pacientes y método: Se diseñó un estudio de cohortes, observacional, prospectivo y multicéntrico en pacientes con TEA o TA, clínicamente estables o inestables. Las escalas se administraron en la visita de inclusión en el estudio y en una segunda visita realizada a la semana ¿en el caso de pacientes estables¿ o dos meses después ¿en pacientes inestables¿. Se evaluaron la estructura factorial, la validez (convergente y discriminante), la fiabilidad (consistencia interna, estabilidad temporal y entre observadores) y la sensibilidad al cambio de ambas escalas. Resultados: Se incluyó a 108 pacientes con TEA y a 106 pacientes con TA en 10 centros de asistencia psiquiátrica con amplia distribución geográfica. Ambas escalas presentaron una adecuada: a) validez discriminante (MADRS/HARS-Impresión Clínica Global de Gravedad: p < 0,001); b) validez convergente (MADRS-Hamilton Depression Rating Scale: p < 0,05 y 0,01, respectivamente; MADRS/HARS-EuroQoL 5D: p < 0,05; HARS-State Trait Anxiety Inventory: p < 0,05); c) consistencia interna (* de Cronbach: MADRS = 0,88; HARS = 0,89); d) fiabilidad test-retest y entre observadores (coeficiente de correlación intraclase: MADRS = 0,94 y 0,98, respectivamente; HARS = 0,92 y 0,92), y e) sensibilidad al cambio (tamaño del efecto: MADRS = 2,05; HARS = 1,36). Conclusiones: Las versiones en español de la MADRS y de la HARS presentan buenas propiedades psicométricas, similares a las de las escalas originales, por lo que resultan apropiadas para su uso en la práctica asistencial y en investigación clínica en España.

Article

Los trastornos del estado de ánimo (TEA) y de la ansiedad (TA) constituyen las alteraciones psiquiátricas más comunes en la población general. Entre el 14 y el 18% de la población padece depresión y/o estados de ansiedad clínicamente significativos1, aunque sólo el 3 o el 4% de los casos son correctamente diagnosticados2. Los TEA y los trastornos de ansiedad son enfermedades importantes no sólo porque inducen un deterioro en las esferas personal y familiar del paciente, así como una disminución de su calidad de vida, sino también por la implicación socioeconómica que comportan los costes asistenciales asociados y la disminución de la productividad por baja laboral3.

Partiendo de los antecedentes clínicos y de la sintomatología del paciente, actualmente el diagnóstico sindrómico de los TEA y de los trastornos de ansiedad se realiza, en primer lugar, mediante la aplicación de los criterios contenidos en el Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales DSM-IV4 o en la Clasificación Internacional de las Enfermedades (CIE-10)5 y, secundariamente, mediante el uso de escalas de evaluación clínica. A pesar de su utilidad como elemento de apoyo al diagnóstico clínico, estas escalas se utilizan principalmente como instrumentos de medida de la gravedad de la sintomatología asociada al trastorno, por lo que alertan sobre la existencia de enfermedad depresiva (en el caso de los TEA) o ansiosa (en el trastorno de ansiedad) al mismo tiempo que establecen su gravedad, resultando útiles tanto en la práctica asistencial como en estudios clínicos6. Por este motivo es imprescindible que las escalas clínicas se hallen correctamente adaptadas al entorno cultural donde serán utilizadas y que dispongan de unas propiedades psicométricas robustas (validez, fiabilidad y sensibilidad al cambio)7.

La Escala de Depresión de Montgomery-Asberg (MADRS)8 y la Escala de Ansiedad de Hamilton (HARS)9 son instrumentos ampliamente utilizados en la práctica asistencial y en investigación clínica10-12. Una revisión sobre la disponibilidad de versiones de la HARS en España mostró que existían hasta 5 traducciones distintas que estaban siendo utilizadas ha bitualmente en distintos hospitales de Barcelona13, sin que hubieran sido sometidas al correspondiente proceso de adaptación cultural y validación formal. Por otra parte, hasta la fecha tampoco se tiene constancia de que se haya realizado estudio de validación alguno de la MADRS en nuestro medio.

El objetivo del presente estudio es validar en español las versiones originales de la MADRS y de la HARS, lo que permitirá disponer de versiones de las mencionadas escalas clínicas aptas para su uso en la práctica asistencial y en la investigación clínica en nuestro medio.

Pacientes y método

Diseño general del estudio

Se realizó un estudio observacional prospectivo multicéntrico de dos cohortes: una formada por pacientes con TEA (grupo TEA) y otra por pacientes con trastornos de ansiedad (grupo TA). En el estudio se incluyó consecutivamente a pacientes ambulatorios de uno u otro sexo, de edad comprendida entre los 18 y los 65 años, que provenían del Servicio de Psiquiatría de los diez centros que participaron en el estudio. De acuerdo con los criterios de diagnóstico del DSM-IV, los pacientes incluidos en el grupo TEA debían presentar uno de los siguientes diagnósticos: trastorno depresivo mayor de episodio único (código: 296.2) o recidivante (296.3); trastorno distímico (300.4), o trastornos adaptativos con estado de ánimo depresivo (309.0) cuya puntuación en la escala de Impresión Clínica Global (ICG) fuera de 4 puntos o mayor. El ICG consta de un ítem que evalúa la gravedad del estado clínico del paciente según el criterio clínico del psiquiatra; presenta 8 posibles opciones de respuesta (con puntuaciones que parten de 0 en los casos no evaluables o 1 en los casos leves, a 7 en los casos más extremos de enfermedad). Asimismo los pacientes del grupo TA debían presentar uno de los siguientes diagnósticos: trastorno de angustia sin agorafo bia (300.01); trastorno de ansiedad generalizada (300.02), o trastornos adaptativos con ansiedad (309.24) cuya puntuación en la escala ICG fuera de 4 puntos o superior. En este último grupo podían ser incluidos también aquellos pacientes que presentaban cualquier trastorno de ansiedad que comportara crisis de angustia asociada. Los pacientes con diagnóstico de síndrome cerebral orgánico, retraso mental, esquizofrenia o cualquier otro tipo de trastorno psicótico fueron excluidos del estudio.

Los pacientes, con independencia del grupo de procedencia, TEA o TA, fueron clasificados como clínicamente estables (aquellos en los que no se preveían cambios en la gravedad del trastorno durante la semana siguiente a su inclusión en el estudio) o inestables (aquellos en los que, en función de la práctica clínica habitual, se hallaba indicado el inicio o un cambio en el tratamiento).

En la visita de inclusión en el estudio, un primer psiquiatra realizó el diagnóstico de TEA o trastorno de ansiedad del paciente y determinó la estabilidad clínica del trastorno. A continuación, un segundo psiquiatra registró las variables sociodemográficas basales (edad, sexo, nivel de educación, situación laboral), las variables de diagnóstico clínico (sintomatología, tiempo de evolución, ICG) y las escalas de evaluación (gravedad de los síntomas). En la segunda visita del estudio (realizada a los 7±2 días en los pacientes estables y a los 2 meses ±7 días en los pacientes inestables), el segundo psiquiatra administró de nuevo las escalas de evaluación del estudio con el fin de confirmar la estabilidad o el cambio en la gravedad de la síntomatología respecto a la primera visita. Un subgrupo de pacientes estables del grupo TEA y otro del grupo TA fueron evaluados simultáneamente por dos psiquiatras más con el fin de determinar la fiabilidad entre observadores. En este último caso, los investigadores administraron las escalas MADRS o HARS, según procediera, intercambiando por turno los papeles de entrevistador y observador.

El estudio fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Clínica del Hospital General Universitario de Guadalajara. Con posterioridad, siguiendo las recomendaciones de la Sociedad Española de Epidemiología14, el protocolo de estudio fue remitido a los comités de los otros nueve centros participantes. Todos los participantes otorgaron su consentimiento informado por escrito antes de ser incluidos en el estudio.

Muestra del estudio

El tamaño muestral se calculó en función de los parámetros psicométricos que debían ser evaluados. Para detectar un coeficiente de correlación intraclase (CCI) entre observadores (fiabilidad entre observadores) superior a 0,8 y entre observaciones (fiabilidad test-retest) superior a 0,6 ­para un nivel de significación de 0,05 y un poder estadístico de 0,8­ fueron necesarios dos grupos de 22 y 44 pacientes, respectivamente15. Por otra parte, la realización de un análisis de sensibilidad al cambio que permitiera detectar diferencias entre observaciones de 0,4 desviaciones estándar ­para un nivel de significación de 0,05 y un poder estadístico de 0,8­ exigió una muestra de 50 pacientes por grupo. Finalmente, la tasa de pérdidas del estudio se estimó en un 10%, por lo que la muestra total quedó fijada en 104 pacientes para cada uno de los grupos TEA y TA.

Escalas de evaluación objeto del estudio de validación

Montgomery-Asberg Depression Rating Scale (MADRS) (anexo 2). Es una escala heteroadministrada mediante entrevista, específicamente diseñada para evaluar la intensidad de los síntomas depresivos en adultos, así como los efectos del tratamiento antidepresivo8. Es un instrumento breve, formado por 10 item relativos a 10 síntomas depresivos distintos. Cada ítemes es evaluado mediante una subescala tipo Likert con 7 grados de gravedad (0: ausencia del síntoma; 6: máximo nivel de gravedad del síntoma). Sumando las puntuaciones parciales de cada ítem se obtiene la puntuación global de la escala que oscila entre 0 puntos (ausencia de depresión) y 60 (máximo nivel de depresión). Se considera que una puntuación inferior a 10 puntos indica ausencia de trastorno depresivo16. En los estudios de validación originales, la escala MADRS mostró unas buenas propiedades psicométricas8.

La traducción del cuestionario MADRS al español17 se llevó a cabo siguiendo un procedimiento de traducción-retrotraducción18.

Hamilton Anxiety Rating Scale (HARS) (anexo 1). Es una escala heteroadministrada de 14 ítems que evalúan el grado de ansiedad del paciente. Se aplica mediante entrevista semiestructurada, en la que el entrevistador evalúa la gravedad de los síntomas utilizando 5 opciones de respuesta ordinal (0: ausencia del síntoma; 4: síntoma muy grave o incapacitante). La puntuación total del instrumento, que se obtiene por la suma de las puntuaciones parciales de los 14 ítemes, puede oscilar en un rango de 0 puntos (ausencia de ansiedad) a 56 (máximo grado de ansiedad). En su versión original, la escala ha demostrado poseer unas buenas propiedades psicométricas9,19 y es profusamente utilizada en la evaluación clínica del trastorno de ansiedad10,20,21.

La traducción del cuestionario HARS al español22 se efectuó siguiendo un procedimiento de traducción-retrotraducción18.

Otras medidas de evaluación

Las siguientes escalas son instrumentos previamente validados en español que han sido utilizados en el presente estudio para establecer comparaciones con las puntuaciones obtenidas en las escalas MADRS y HARS.

Hamilton Depression Rating Scale (HDRS). Es una escala heteroadministrada por entrevista. Su versión original consta de 21 ítems con tres y 5 opciones de respuesta ordinal. La escala evalúa la gravedad de los síntomas depresivos durante la semana previa a la entrevista. La puntuación total de la escala oscila entre 0 puntos (ausencia de síntomas depresivos) y 66 (síntomas depresivos graves). Las propiedades psicométricas de la versión española han sido evaluadas en diversos estudios23-25.

 

State Trait Anxiety Inventory (STAI). Es una escala autoadministrada que evalúa síntomas de ansiedad. Está constituida por dos subescalas, ansiedad-estado y ansiedad-rasgo, de 20 ítemes cada una. Cada ítem presenta 4 opciones de respuesta ordinal. En cada subescala se obtiene una puntuación-resumen que oscila entre 0 puntos (ausencia de ansiedad) y 60 (ansiedad grave)26. Las características de esta escala se encuentran ampliamente descritas en la bibliografía27 y las propiedades psicométricas de la versión en español ya han sido evaluadas28.

 

EuroQol-5D (EQ-5D). Es un cuestionario genérico de calidad de vida relacionada con la salud, autoadministrado, que consta de dos partes: el sistema descriptivo y la escala visual analógica (EVA). El sistema descriptivo evalúa 5 dimensiones de salud (movilidad, cuidado personal, actividades cotidianas, dolor/malestar y ansiedad/depresión), cada una de ellas con tres niveles de gravedad (ausencia de problemas, algunos/moderados problemas y muchos problemas). La EVA es una escala vertical y milimetrada, en forma de termómetro, de 20 cm de longitud, cuyos extremos aparecen etiquetados con «peor estado de salud imaginable» y «mejor estado de salud imaginable», con puntuaciones de 0 y 100, respectivamente. El individuo debe marcar el punto de la escala que, en su opinión, indique lo bueno o malo que es su estado de salud en el días de la administración. La versión española, recientemente validada, ha sido utilizada en estudios de diversa índole29.

Análisis de datos

La validez de constructo de la MADRS y de la HARS se determinó mediante el análisis factorial de sus ítemes a partir de las puntuaciones obtenidas en la visita basal. Para la definición de las dimensiones se utilizó el procedimiento de extracción de factores con posterior rotación de los factores utilizando el método de rotación ortogonal Varimax. La determinación del número de factores se realizó a partir de la representación gráfica de sus valores propios utilizando un screen plot. Se evaluó la adecuación del análisis factorial mediante la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin y la prueba de esfericidad de Barlett. Se analizó también la asociación de la puntuación de cada escala con las variables sociodemográficas (edad, sexo, nivel de educación, situación laboral) y clínicas (tipo de diagnóstico, tiempo de evolución, impresión clínica de gravedad), utilizando el estadístico t de Student o el análisis de la variancia, según el tipo de variable. La validez convergente de ambas escalas se evaluó mediante análisis de regresión multivariante que permitió establecer la asociación entre la puntuación de la MADRS y las puntuaciones en las dimensiones de la HDRS y el EQ-5D, así como la asociación entre la HARS y las dimensiones del STAI y del EQ-5D. Por otra parte, en la evaluación de la validez longitudinal, tanto para la MADRS como para la HARS, se siguió un proceso similar al utilizado en el análisis de la validez convergente, evaluando la relación de los cambios en las puntuaciones de las escalas MADRS y HARS con el cambio en el resto de puntuaciones.

La consistencia interna de la MADRS y de la HRSA se evaluó mediante el cálculo del coeficiente * de Cronbach, que puede considerarse adecuado cuando se obtienen valores superiores a 0,7 de acuerdo con los criterios estándar propuestos por Nunnally30. La fiabilidad test-retest de las puntuaciones de la MADRS y de la HARS fue evaluada mediante el Coeficiente de correlación intraclase (CCI) sólo en el subgrupo de pacientes estables de los grupos TEA y TA. Asimismo, para evaluar la fiabilidad entre observadores se calculó el CCI de las puntuaciones de los dos psiquiatras que evaluaron al subgrupo de pacientes estables de ambos grupos.

Para evaluar la sensibilidad al cambio de la MADRS y de la HARS se comparó la puntuación media de la primera y de la segunda visitas solamente en el grupo de pacientes inestables de cada cohorte. Con este fin, se obtuvo el estadístico tamaño del efecto (effect size), definido como el cambio medio en las puntuaciones entre visitas dividido por la desviación estándar de la puntuación total de la visita inicial31. Para valores del estadístico de 0,2 se considera que la intervención clínica tiene un efecto pequeño, moderado para valores de 0,5 y grande para valores >= 0,8.

Resultados

Las características basales de los 214 pacientes que fueron incluidos en el estudio (108 en el grupo TEA; 106 en el grupo TA) se describen en la tabla 1. En ambos grupos los pacientes incluidos fueron en su mayoría mujeres (83 y 73%, respectivamente), de edades comprendidas entre los 40 y los 50 años. En el grupo TEA, el segmento de población predominante fue el de amas de casa (35%), y en el TA, el de población laboralmente activa (59%). El diagnóstico más frecuentemente observado en el grupo TEA fue el trastorno depresivo mayor recidivante (39%), mientras que casi la mitad de los pacientes del grupo TA presentó ansiedad generalizada (47%). En ambos grupos, la mayoría de los pacientes presentó una duración del trastorno superior a un año (52 y 43%, respectivamente) y la gravedad del trastorno, en función de la impresión clínica, se consideró moderada en más del 60% de los casos.

En las figuras 1 y 2 se ilustra la distribución de los valores propios obtenidos en el análisis factorial de la MADRS y la HARS, respectivamente. Los gráficos mostraron la unidimensionalidad de las dos escalas dado que en ambos casos el segundo factor explicaba un bajo porcentaje de la variabilidad en comparación con el primero, que fue del 50% en la MADRS y del 42% en la HARS. Las medidas utilizadas para evaluar la bondad de ajuste de los modelos (Kaiser-Meyer-Olkin y prueba de esfericidad de Barlett) demostraron la adecuación de la estructura factorial obtenida por ambas escalas.

Fig. 1. Valores propios y porcentaje de la variancia explicada por los factores extraídos en el análisis factorial de la versión en español de la Montgomery-Asberg Depression Rating Scale (MADRS).

Fig. 2. Valores propios y porcentaje de la variancia explicada por los factores extraídos en el análisis factorial de la versión en español de la Hamilton Anxiety Rating Scale (HARS).

Fig. 3. Puntuación media de las versiones en español de la Montgomery Asberg Depression Rating Scale (MADRS) y la Hamilton Anxiety Rating Scale (HARS) según la gravedad clínica. En la HARS no se incluyó a los pacientes de las categorías «normal» o «casos más graves».

En la figura 3 se observa que ambas escalas discriminaron adecuadamente entre pacientes con distintos grados de gravedad del trastorno, de manera que la impresión clínica de mayor o menor gravedad se asoció, respectivamente, con unas mayores o menores puntuaciones de las escalas de evaluación (p < 0,001). Ninguna otra variable sociodemográfica o clínica presentó una relación estadísticamente significativa con dichas puntuaciones (datos no expuestos).

En la tabla 2 se recoge la relación de la MADRS con la HDRS y el EQ-5D y de la HARS con la STAI y el EQ-5D. Al evaluar la validez transversal, la puntuación de la MADRS mostró una relación estadísticamente significativa con las dimensiones de «ansiedad/somatización», «peso», «alteración cognitiva» y «decaimiento» del HDRS y de «actividades cotidianas», «dolor/malestar» y «ansiedad/depresión» del EQ-5D; siendo dicha relación más importante (estadístico «t» superior) con las dimensiones de «decaimiento» del HDRS y de «ansiedad/depresión» del EQ-5D. En cuanto a la HARS, sus puntuaciones presentaron una relación estadísticamente significativa con las dos puntuaciones del STAI y con las tres dimensiones citadas anteriormente del EQ-5D. En este caso la relación más importante se observó en la subescala de estado del STAI y en la dimensión «ansiedad/depresión» del EQ-5D. Por otra parte, el análisis de la validez longitudinal, mostró resultados similares a los obtenidos en el análisis de la validez transversal: el cambio en las puntuaciones de las dimensiones de la MADRS y de la HARS entre las visitas de seguimiento presentó una relación estadísticamente significativa con el cambio en las puntuaciones de las dimensiones anteriormente mencionadas de la HDRS, del STAI y del EQ-5D (tabla 2).

Los coeficientes de fiabilidad de ambas escalas se exponen en la tabla 3. Los valores * de Cronbach para la MADRS y la HARS fueron de 0,88 y 0,89, respectivamente. Por otro lado, los valores del CCI obtenidos para evaluar la fiabilidad test-retest y la fiabilidad entre observadores fueron superiores a 0,9 en ambos casos. En la tabla 3 también se reproducen los resultados obtenidos para el estadístico tamaño del efecto, que mostró valores de 2,05 y de 1,36 para la MADRS y la HARS, respectivamente.

Discusión

Como indican los resultados del estudio, las versiones en español de la MADRS y de la HARS, profusamente utilizadas tanto en la práctica asistencial como en investigación clínica, presentan unas buenas cualidades psicométricas.

El análisis factorial de ambas escalas puso de manifiesto su unidimensionalidad. Esta arquitectura factorial coincide con la versión original de la MADRS8,32, pero no sucede lo mismo con la HARS9,33, de la que se han identificado diversas estructuras factoriales34. En este estudio, el factor de la HARS explicó por sí solo el 42% de la variancia, explicando con el segundo factor hasta un 51% de la variancia. Los dos factores hallados en la versión original9,33 y los tres factores hallados en un estudio posterior34, explicaron el 45 y 44%, respectivamente. Estas divergencias podrían deberse a diferencias metodológicas entre los tres estudios. Por una parte, el tamaño muestral fue inferior en la versión original (n = 35)9 en comparación con estudios posteriores (n = 4.18434 y n = 214 en el presente estudio). Por otro lado, conviene resaltar la variabilidad en el tipo de TEA o trastorno de ansiedad seleccionado, así como las diferencias en la gravedad clínica basal de los pacientes incluidos en los distintos estudios.

Aunque las puntuaciones de las escalas no presentaron una relación estadísticamente significativa con las características basales sociodemográficas o clínicas de los pacientes, sí lo hicieron con la impresión clínica de gravedad del trastorno, lo que indica que ambas escalas son capaces de discriminar adecuadamente entre los distintos grados de gravedad de los síntomas, como también sucede en las versiones originales11,33. Estos resultados concuerdan con los hallados en la versión original de la MADRS por otros autores35,36, aunque difieren, en el caso de la HARS, donde parece haberse establecido cierta asociación con la variable sexo34.

Por otro lado, ambas escalas se asociaron con las dimensiones «ansiedad/depresión», «actividades cotidianas» y «dolor/malestar» del cuestionario EQ-5D, aspectos habitualmente afectados en este tipo de pacientes. Además, tanto la MADRS como la HARS se asociaron con las dimensiones de los otros instrumentos utilizados en el estudio para evaluar la validez convergente (HDRS y STAI, respectivamente). Cuatro de las 6 dimensiones de la HDRS (en particular la dimensión «decaimiento»), se asociaron de modo estadísticamente significativo con la MADRS. De igual manera, la HARS se asoció con ambas dimensiones de la STAI, en especial con la subescala de ansiedad-estado. Esta asociación es del todo coherente, ya que el contenido de la HARS se corresponde con el trastorno de ansiedad generalizada37. Estos resultados coinciden con los de estudios previos donde se observaron correlaciones estadísticamente significativas entre la MADRS y la HDRS32, entre la HARS y varias escalas de ansiedad social38, y entre la HARS y el Inventario de Ansiedad de Beck20, lo que corrobora la validez convergente de las escalas en estudio.

Por último, en la evaluación de la validez longitudinal y la sensibilidad al cambio de ambas escalas se observaron resultados satisfactorios, de forma que, a medida que mejoraba la sintomatología del trastorno en pacientes inestables debido a las intervenciones terapéuticas, las puntuaciones de la MADRS y de la HARS experimentaban cambios consistentes y similares a los de las otras escalas utilizadas en el estudio.

En relación con la consistencia interna de estas escalas de evaluación, los valores del coeficiente * de Cronbach fueron superiores al estándar psicométrico exigido (0,7), lo que indica que poseen una elevada homogeneidad interna. Asimismo tanto la fiabilidad entre observadores ­aspecto especialmente importante en una escala administrada mediante entrevista­ como la fiabilidad test-retest de ambas escalas presentaron CCI superiores a los mínimos requeridos30. Estos resultados son similares a los obtenidos en los estudios de validación de las escalas originales8-10,19,32.

Como limitación del estudio cabe destacar la restricción de la validación de la MADRS o la HARS al ámbito de pacientes con diagnóstico primario de TEA o trastornos de ansiedad respectivamente.

En resumen, los resultados expuestos permiten concluir que las versiones en español de las escalas MADRS y HARS utilizadas en este estudio para la evaluación de los síntomas de los TEA y de los trastornos de ansiedad, respectivamente, presentan unas propiedades psicométricas robustas, similares a las de las versiones originales y, por tanto, resultan adecuadas para su uso en la práctica asistencial y en estudios de investigación clínica.

La versión española de la HADRS y la HARS y los informes de adaptación cultural de las mismas están disponibles previa solicitud a los autores.

Grupo de Validación en Español de Escalas Psicométricas:

Concepción Lacámara, Gemma González-Castro, Alfredo Gurrea-Escajedo (Servicio de Psicosomática y Psiquiatría de Enlace. Hospital Clínico Universitario Lozano Blesa. Zaragoza); Nélida Elices-Urbano (Unidad de Psiquiatría. Hospital General Universitario. Guadalajara); Luis San-Molina, Carlos Ganoza-García, Rosa M.a Dueñas-Herrero (Servicio de Psiquiatría. Complejo Asistencial de Salud Mental Benito Menni. Sant Boi de Llobregat); José Ramón Gutiérrez-Casares, Fernando Galán, Javier Bustos (Servicio de Psiquiatría. Hospital Infanta Cristina. Badajoz); Diego Palao-Vidal, Myriam Cavero-Álvarez (CSM-Fundació Hospital de Mollet. Mollet del Vallés); Sonia Mañá-Alvarenga (Unidad de Admisiones. Hospital Psiquiátrico de la Diputación Provincial. Alicante); José Vicente Baeza, Mónica Godrid (Unidad de Psiquiatría. Hospital General Universitario. Elche); Luis Sánchez-Planell, Crisanto Díez-Quevedo (Unidad de Psiquiatría. Hospital Germans Trias i Pujol. Badalona); José Luis Santos, Juan Carlos Guillén (Unidad de Psiquiatría. Hospital Virgen de la Luz. Cuenca); Jaime de la Torre, José Ramón Domenech (Servicio de Psiquiatría y Psicosomática. Hospital de la Cruz Roja. Barcelona); Judith Martínez-Mesas (Health Outcomes Research Europe. Barcelona).

Bibliography

1.Golberg D, Huxley P. CITA
2.Ayuso JL. CITA
3.Ayuso JL, Álvarez E. Depresión. CITA
4.Asociación Psiquiátrica Americana. CITA
5.Organización Mundial de la Salud. CITA
6.Salvador L, Romero C, González F. CITA
7.Heyland DK, Guyatt G, Cook DJ. Frequency and methodologic rigor of quality-of-life assessments in the critical care literature. CITA
Medline
8.Montgomery SA, Asberg M. A new depression scale designed to be sensitive to change. CITA
9.Hamilton M. The assessment of anxiety states by rating. CITA
10.Riskind JH, Beck AT, Brown G, Steer RA. Taking the Measure of Anxiety and Depression. Validity of the Reconstructed Hamilton Scales. CITA
11.Kearns NP, Cruickshank CA, McGuigan KJ, Riley SA, Shaw SP, Snaith RP. A comparision of Depression Rating Scales. CITA
12.Tison P. Structured interview guide for evaluating depression in elderly patients, adapted form DSM-IV and the GDS, HDRS and MADRS scales. CITA
Medline
13.Badia X. Sobre la adaptación cultural de medidas de calidad de vida relacionada con la salud. CITA
14.Tormo Díaz MJ, Dal-Ré R, Pérez Albarracín G. CITA
15.Walter SD, Eliasziw M, Donner A. Sample size and optimal designs for reliability studies. CITA
16.Levine S, Deo R, Mahadevan K. A comparative trial of a new antidepressant, fluoxetine. CITA
Medline
17.Badia X, Carbonell M. CITA
18.Guillemin F, Bombardier C, Beaton D. Cross-cultural adaptation of health-related quality of life measures: literature review and proposed guidelines. CITA
19.Sheehan DV. CITA
20.Beck A, Brown G, Epstein N, Teer RA. An inventory for Measuring Clinical Anxiety: Psychometric Properties. CITA
21.Ballenger JC. CITA
22.Badia X, Carbonell M. CITA
23.Ramos-Brieva JA, Cordero A. Validación de la versión castellana de la escala de Hamilton para la depresión. CITA
24.Ramos-Brieva JA, Cordero A, Yánez R. Nuevos datos sobre la validez y fiabilidad de la versión castellana de la escala de Hamilton para la depresión. CITA
25.Marcos T, Salamero M. Factor study of the Hamilton Rating Scale for Depression and Beck Melancolia Scale. CITA
Medline
26.Spielberger CD. The measurement of state and trait anxiety: conceptual and methodological issues. CITA
27.Spielberger CD, Gorsuch RL, Lushene R. CITA
28.Bermúdez J. Análisis funcional de la ansiedad. CITA
29.Badia X, Salamero M, Alonso J. CITA
30.Nunally JC. CITA
31.Kazis LE, Anderson JJ, Meenan RF. Effect sizes for interpreting changes in health status. CITA
32.Davidson J, Turnbull CD, Stricland R, Miller R, Graves K. The Montgomery-Asberg Depression Scale: reliability and validity. CITA
Medline
33.Hamilton M. Diagnosis and rating of anxiety. CITA
34.Beneke M. Methodological investigations of the Hamilton Anxiety Scale. CITA
Medline
35.Maier W, Philipp M. Comparative analysis of observer depression scales. CITA
Medline
36.Scmidtke A, Fleckenstein P, Moises W, Beckman H. Studies of the reliability and validity of the German version of the Montgomery-Asberg Depression Rating Scale. (MADRS). CITA
37.Echeburúa E. CITA
38.Bobes J, Badía X, Luque A, García M, González MP, Dal-Ré R. Validación de las versiones en español de los cuestionarios Liebowitz Social Anxiety Scale, Social Anxiety and Distress Scale y Sheehan Disability Inventory para la evaluación de la fobia social. CITA