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Revista Española de Salud Pública

versão On-line ISSN 2173-9110versão impressa ISSN 1135-5727

Rev. Esp. Salud Publica vol.90  Madrid  2016  Epub 25-Nov-2016

 

REVISIONES BIBLIOGRÁFICAS

Meta-análisis de generalización de la fiabilidad del inventario de obsesiones de Leyton versión para niños auto-aplicada(*)

A Reliability Generalization Meta-analysis of the Leyton Obsessional Inventory Child Version Survey Form

Julio Sánchez-Meca1  , Isaac Alacid-de-Pascual1  , José Antonio López-Pina1  , Juan de la Cruz Sánchez-Jiménez2 

1Facultad de Psicología. Campus de Espinardo. Universidad de Murcia. Murcia. España

2Hospital Reina Sofía. Murcia. España

RESUMEN

Fundamentos:

El Inventario de Obsesiones de Leyton Versión para niños Auto-Aplicada (LOI-CV-SF) es una escala ampliamente utilizada para la detección de síntomas obsesivo-compulsivos y su interferencia en la vida diaria en niños y adolescentes de 10 a 18 años. El objetivo fue estimar la fiabilidad de las puntuaciones del test y cómo varía en función de las características de los estudios.

Método:

Se realizó un metaanálisis. Una búsqueda exhaustiva permitió seleccionar 13 estudios que reportaron alguna estimación de la fiabilidad del test y, mediante la fórmula KR-21, se pudo incrementar esta base de datos hasta 43 estimaciones de la fiabilidad por consistencia interna. Tomando estos coeficientes se hizo una estimación media de la fiabilidad y un análisis de las variables que podían estar afectando a la heterogeneidad de los coeficientes de fiabilidad.

Resultados:

En promedio, la fiabilidad por consistencia interna de las puntuaciones del test para la escala de síntomas fue de 0,79 (IC al 95%: 0,76 y 0,82), con valores mínimo y máximo 0,52 y 0,97, respectivamente. Se observó una alta heterogeneidad (I2=96%). El modelo predictivo identificó la desviación típica de las puntuaciones del test como la variable más influyente.

Conclusiones:

Las puntuaciones del LOI-CV-SF presentan una fiabilidad media satisfactoria para propósitos de investigación, pero no para la práctica clínica. Los análisis de variables moderadoras revelaron, principalmente, que la desviación típica de las puntuaciones del test es la variable más relevante en la fiabilidad, presentando una correlación positiva con esta.

Palabras clave: Inventario de personalidad; Trastorno obsesivo-compulsivo; Meta-análisis; Fiabilidad de los resultados; Salud mental; Estudios de validación; Niños; Adolescentes

ABSTRACT

Background:

The Leyton Obsessional Inventory Child Version Survey Form (LOI-CV-SF) is a scale created in order to detect obsessive-compulsive symptoms and their effects on the daily lives of children and adolescents from ages 10 to 18 and for the screening of non-clinic infant population. With the purpose of estimating the reliability of the test scores, and how it varies in relation to the characteristics of the studies, a meta-analysis of reliability generalization was carried out.

Method:

A meta-analysis was accomplished. An exhaustive research allowed to select 13 studies that reported some reliability estimate of the test scores and, through the KR-21 formula, this number was increased to 43 estimations of internal consistency reliability. Taking these coefficients, an estimation of the average reliability and analyses of the variables that could be affecting the heterogeneity of reliability coefficients was accomplished.

Results:

On average, the reliability by internal consistency of the symptom scale scores was 0.79 (95%CI: 0.76 and 0.82), with minimum and maximum values of 0.52 and 0.97, respectively. A large heterogeneity was found (I2 = 96%).The predictive model identified the standard deviation of tests scores as the most relevant variable. The analysis of moderator variables revealed that, mainly, the standard deviation of the test scores is the most statistically related to the reliability, presenting a positive relationship with it.

Conclusions:

The results of the LOI-CV-SF showed a satisfactory average reliability for research purposes, but not for clinical practice purposes.

Key words: Personality inventory; Obsessive-compulsive disorder; Meta-analysis; Reliability of results; Validation Studies as Topic; Child; Adolescents; Mental health

INTRODUCCIÓN

El trastorno obsesivo-compulsivo (TOC) es uno de los trastornos mentales más comunes, con una tasa de prevalencia en población infantil en torno al 1-4% 1. En España se ha estimado la prevalencia del TOC en niños en un 1,8%, siendo 4,7% la prevalencia estimada de sintomatología de TOC y 5,5% la prevalencia subclínica2. Una de las pruebas más utilizadas para el cribado de los síntomas obsesivo-compulsivos en la infancia es el Inventario de Obsesiones de Leyton versión para niños auto-aplicada (LOI-CV-SF), desarrollada por Berg y colaboradores en 19883. Este inventario deriva de otras versiones de la escala de Leyton4,5,de las que se diferencia por ser auto-aplicada, reducir el número de ítems a 20 e ir dirigida de forma exclusiva a población infantil. Las principales ventajas que los autores pretendieron obtener con esta versión fue reducir el tiempo de administración y la implicación del evaluador en la valoración de los temores, pensamientos y comportamientos del niño.

La escala, compuesta por 20 ítems, tiene dos partes. En una de ellas se da una respuesta dicotómica "sí/no" con el objetivo de comprobar la presencia de síntomas obsesivo-compulsivos. En la otra, se valora la interferencia de los síntomas en caso de que estén presentes, de 0 (no interferencia) a 3 (mucha interferencia). Como resultado de la aplicación, se dan dos puntuaciones: una de la sintomatología obsesivo-compulsiva presente (resultado de la suma de los "síes") y otra de la interferencia de esta sintomatología en la vida del niño/adolescente (suma de las interferencias independientemente de las respuestas "sí"). Por sus características, uno de sus usos ha sido el estudio epidemiológico de población infantil general. Desde su desarrollo el LOI-CV-SF ha sido adaptado a distintos idiomas como el Polaco6, Alemán7 y Danés8 y Español9.

Diversas investigaciones analizaron las propiedades psicométricas del LOI-CV-SF3,9,10,11. En su estudio original, Berg y colaboradores3) encontraron cuatro factores, a los que denominaron preocupaciones obsesivas, contaminación, números/suerte y escuela. En estudios posteriores, como el realizado en España por Canals y colaboradores en 20129, el análisis factorial dio como resultado tres factores que se denominaron orden/comprobación/contaminación, pensamientos obsesivos y supersticiones y compulsiones mentales. En un reciente estudio realizado sobre las propiedades del LOI-CV-SF, Sun y colaboradores en 201411) encontraron una distribución de los ítems en cuatro factores: pensamientos obsesivos, limpieza y pulcritud, números y suerte, y repetitividad y comprobación.

Los estudios psicométricos del LOI-CV-SF han mostrado, en general, buena fiabilidad para las escalas globales de síntomas y de interferencia (0,79-0,87), pero la fiabilidad de las subescalas es pobre (0,48-0,66). Además, se observa una gran variabilidad en las estimaciones de la fiabilidad a lo largo de sus aplicaciones en muestras procedentes de diferentes aplicaciones del test.

Enfoque de generalización de la fiabilidad

La teoría psicométrica establece que la fiabilidad no es una propiedad estática de un test, por lo que afirmaciones del tipo "el test tiene una fiabilidad de 0,80" son incorrectas, ya que la fiabilidad no es una propiedad inherente al test, sino de las puntuaciones del test obtenidas en una aplicación concreta del mismo12,13,14. La fiabilidad de las puntuaciones de un test puede variar dependiendo de la composición y las características de las muestras y del contexto de aplicación.

Como varía en cada administración de un test, los investigadores deben obtener la fiabilidad con los propios datos de la muestra. Sin embargo, es muy frecuente que los investigadores no informen de la fiabilidad del instrumento obtenida con sus propios datos, sino que la induzcan desde alguna investigación anterior (e.g., la fiabilidad obtenida en el estudio de validación original del test). Esta desaconsejable práctica fue denominada por Vacha-Haase, Kogan y Thompson 'inducción de la fiabilidad' (reliability induction)15, y se basa en la concepción errónea de que es una propiedad inmutable del test. Desafortunadamente, esta práctica de inducir la fiabilidad a partir de aplicaciones previas del test está muy extendida, hasta el punto de que las tasas de inducción de la fiabilidad se sitúan en torno al 78,6%, según los resultados del estudio realizado por Sánchez-Meca et al. en 201516, que obtuvo datos de 100 meta-análisis de 'generalización de la fiabilidad' y aglutinó más de 40.000 estudios empíricos.

Ante esta situación, desarrollar estudios que den información sobre cómo varían los coeficientes de fiabilidad obtenidos en diferentes aplicaciones de un test constituye una labor fundamental para el correcto progreso del conocimiento científico en cualquier disciplina de las Ciencias de la Salud. El mejor modo de realizar esta tarea es mediante los estudios meta-analíticos de 'generalización de la fiabilidad' (reliability generalization), término acuñado por Vacha-Haase en 199817. Los estudios de generalización de la fiabilidad (GF) permiten obtener una estimación media de la fiabilidad de las puntuaciones del test, determinar si los coeficientes de fiabilidad obtenidos en las múltiples aplicaciones del test son heterogéneos entre sí y, en su caso, examinar qué características del test, de los estudios y de los participantes pueden dar cuenta de dicha heterogeneidad18,19,20. Desde la creación de este tipo de estudios17 se han publicado más de 100 estudios de GF sobre diferentes pruebas psicológicas, en particular, y sanitarias, en general. Por ejemplo, se han llevado a cabo estudios GF sobre el Inventario de Ansiedad Estado-Rasgo de Spielberger21, el Inventario de Depresión de Beck22, el Inventario de Personalidad de Eysenck23, el Inventario de Burnout de Maslach24 y la Escala de Hamilton para la Depresión25.

El LOI-CV-SF es una escala que mide la sintomatología obsesivo-compulsiva y su nivel de interferencia y ha sido frecuentemente empleada en estudios como instrumento de cribado, especialmente en estudios epidemiológicos. Aunque se han desarrollado estudios sobre las propiedades psicométricas de la escala, no tenemos conocimiento de que se haya realizado un meta-análisis de GF de las puntuaciones del LOI-CV-SF.

Características tales como la media y la desviación típica de las puntuaciones de la escala, la edad, la población objetivo de los participantes (clínica vs no clínica) y la versión de la prueba (original vs adaptada) pueden afectar a la fiabilidad de las puntuaciones del test.

En consecuencia, los objetivos de esta investigación fueron estimar la fiabilidad media de las puntuaciones de la escala y así obtener un punto de referencia aproximado de su fiabilidad general y comprobar qué características de los estudios y de las muestras pueden estar provocando la heterogeneidad en sus coeficientes de fiabilidad.

MATERIAL Y MÉTODO

La realización de este meta-análisis de GF se llevó a cabo siguiendo las recomendaciones de la guía PRISMA26, si bien las características peculiares de este tipo de meta-análisis hacen que ciertos ítems de esta guía no sean aplicables.

Búsqueda bibliográfica. Para ser incluidos en el meta-análisis de GF los estudios tenían que cumplir cuatro criterios: (a) ser un estudio empírico que hubiera aplicado la escala LOI-CV-SF a una o varias muestras de participantes, (b) estar publicado entre 1988 y febrero de 2016, (c) aportar al menos un coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach de la escala de síntomas calculado con los propios datos de la muestra, o facilitar la media y la desviación típica de los resultados de la escala de síntomas, de forma que fuera posible hacer una estimación de la consistencia interna mediante la aplicación de la fórmula KR-21, y (d) estar redactado en inglés o español.

Para la localización de los estudios se consultaron las bases electrónicas PsycInfo, Medline, Pudmed, Web of Science y Scopus, además de Google Académico como complemento de búsqueda de las demás bases de datos. Se utilizó la palabra clave 'Leyton obsessional', pudiendo aparecer en cualquier parte del documento. También se consultaron revistas especializadas en TOC, monografías y libros, y se estableció contacto con investigadores expertos en la materia con el fin de localizar estudios no publicados que hubieran aplicado el LOI-CV-SF.

Del total de referencias localizadas (más de 1.000), se seleccionaron 418 que habían aplicado alguna de las versiones del LOI. El resto se descartaron, bien por ser textos escritos en lenguas distintas del inglés o el español o por tratarse de estudios teóricos. De las 418 referencias preseleccionadas, se excluyeron 334 por aplicar versiones diferentes de la LOI-CV-SF. De los 84 trabajos que habían aplicado la LOI-CV-SF, se descartaron 48 por no aportar el coeficiente alfa ni los datos suficientes para estimarlo. De los 84 artículos que aplicaron la LOI-CV-SF solo 13 aportaron alguna estimación de la fiabilidad con los propios datos de la muestra, lo que supuso una elevada tasa de inducción de la fiabilidad para esta escala del 84,5%. Afortunadamente, 23 estudios adicionales pudieron incluirse en el meta-análisis al aportar la media y la desviación típica de las puntuaciones del test en la escala de síntomas, lo que resultó en un total de 36 estudios incluidos. En la Figura 1se presenta un diagrama de flujo que describe el proceso de selección de los estudios. La lista de referencias de estos estudios puede solicitarse a los autores.

Figura 1 Diagrama de flujo del proceso de selección de los estudios 

Codificación de las características de los estudios. De los 36 estudios seleccionados, algunos de ellos permitieron obtener coeficientes de fiabilidad para varias muestras, de forma que el número total de unidades de análisis (muestras) de nuestro meta-análisis fue de 43. A cada una de estas unidades de análisis se le aplicó un protocolo de registro de sus características, que incluyó: (1) tipo de estudio (psicométrico vs sustantivo); (2) caso de ser psicométrico, en qué test se centró (en la escala LOI-CV-SF o en otra); (3-5) tamaño muestral, media y desviación típica de las puntuaciones del test en la escala de síntomas; (6-7) media y desviación típica de la edad de los participantes en la muestra (en años); (8) porcentaje de mujeres en la muestra; (9) porcentaje de caucásicos de la muestra; (10-11) país y continente donde se realizó el estudio; (12) año de publicación; (13) formato de aplicación (auto-aplicado vs. entrevista clínica); (14) versión del test (original en inglés vs adaptación); (15) tipo de adaptación del test (adaptación estandarizada vs libre); (16-17) formación y departamento del investigador principal (psicólogo, psiquiatra, pediatra); (18) tipo de población (no clínica, análoga, clínica); (19) instrumento diagnóstico (versión DSM, versión CIE-10), y (20-21) media y desviación típica de la historia del trastorno (en meses) en caso de ser una muestra procedente de población clínica.

Para analizar la fiabilidad del proceso de codificación de las características de los estudios, dos codificadores extrajeron de forma independiente los datos de una muestra aleatoria del 42% de los estudios meta-analizados. En general, el índice de acuerdo inter-jueces fue satisfactorio, con coeficientes kappa de Cohen que oscilaron entre 0,902 y 1 para las variables cualitativas y correlaciones intra-clase entre 0,736 y 0,902 para las variables continuas.

Análisis estadístico. Se incluyeron estudios que aportaron al menos un coeficiente alfa con los propios datos o bien aportaron la media y la desviación típica de la escala de síntomas del test, de forma que fue posible obtener una estimación del coeficiente alfa mediante la aplicación de la fórmula KR-21. Con objeto de normalizar su distribución, previa la realización de los análisis estadísticos, los coeficientes alfa se transformaron mediante la fórmula propuesta por Bonett27. Una vez realizados los análisis estadísticos, los resultados se devolvieron a la métrica del coeficiente alfa para facilitar su interpretación.

Se asumió el modelo de efectos aleatorios para los cálculos estadísticos, de forma que los coeficientes alfa se ponderaron en función de la inversa de su varianza. La heterogeneidad exhibida por las estimaciones de la fiabilidad se evaluó mediante el estadístico Q de Cochran y el índice I2 . La influencia de variables moderadoras se examinó mediante la aplicación de análisis de meta-regresión para las variables continuas y ANOVAs ponderados para las cualitativas. Los ANOVAs se resolvieron mediante el contraste de los coeficientes medios con el estadístico QB , mientras que los análisis de meta-regresión se resolvieron con el estadístico Z. La especificación del modelo se contrastó con los estadísticos Qw y QE para los ANOVAs y las meta-regresiones, respectivamente. Se estimó la proporción de varianza explicada por la variable moderadora mediante el índice R2 calculado a partir de las varianzas inter-estudios residual y total28,29,30. Finalmente, con objeto de identificar el conjunto de variables que mejor explican la variabilidad de los coeficientes de fiabilidad, se aplicó un modelo de meta-regresión múltiple tomando como predictores las variables moderadoras que hubieran exhibido una relación estadísticamente significativa con los coeficientes de fiabilidad. Los análisis estadísticos se realizaron con el programa metafor dentro del entorno R31.

RESULTADOS

Estimación de la fiabilidad media. Del total de estudios que aplicaron la escala LOI-CV-SF, solo 8 aportaron algún coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach para las escalas totales de síntomas y de interferencia. Para la primera se obtuvo una fiabilidad media de 0,80 (IC al 95%: 0,78-0,82) y para la escala de interferencia la fiabilidad media fue de 0,85 (IC al 95%: 0,80-0,89). Dado que la escala de síntomas estaba formada por ítems dicotómicos, fue posible ampliar el número de coeficientes alfa hasta un total de 43 estimaciones, mediante la aplicación de la fórmula KR-21. Estos 43 coeficientes alfa constituyeron la base de datos sobre la que realizamos los cálculos estadísticos. En el anexo 1 figuran las principales características de los estudios meta-analizados Las estimaciones de fiabilidad variaron entre los valores 0,52 y 0,97, siendo la fiabilidad media igual a 0,79 (IC al 95%: 0,76 y 0,82).

Análisis de heterogeneidad

Los 43 coeficientes de fiabilidad exhibieron una elevada heterogeneidad, según se dedujo de la alta significación estadística alcanzada por el estadístico Q de Cochran, Q(42)=1.055,44, p<0,001, y el elevado índice I2 obtenido, que ascendió al 96%. Estos resultados apuntaron hacia la existencia de una gran heterogeneidad entre los coeficientes de fiabilidad obtenidos en las diversas aplicaciones de la escala, por lo que se hizo necesario realizar análisis de las variables que pudieran estar asociadas a esta heterogeneidad.

Búsqueda de variables moderadoras

Para explorar las características de los estudios y de las muestras relacionadas con la fiabilidad de la escala LOI-CV-SF, los 43 coeficientes alfa constituyeron la variable dependiente en los análisis estadísticos, mientras que las variables moderadoras previamente codificadas actuaron como los potenciales predictores de la heterogeneidad entre los coeficientes de fiabilidad.

La Tabla 1presenta los resultados de las meta-regresiones simples, asumiendo un modelo de efectos mixtos, aplicadas a cada variable moderadora continua sobre los coeficientes de fiabilidad. De todas las analizadas, como era de esperar, se observó una asociación estadísticamente significativa entre el coeficiente alfa y la desviación típica de las puntuaciones del test en la escala de síntomas (Z=7,693, p<0,001), con un porcentaje de varianza explicada, nada despreciable, del 30% ( R2 =0,30).

Tabla 1 Resultados de los análisis de meta-regresión simples para las variables moderadoras continuas 

Variable moderadora k Mínimo Máximo Media b j Z p Q E R2
Media LOI-síntomas 40 1,8 16,14 8,12 0,095 0,3737 0,70 1014,59* 0
DT LOI síntomas 40 2,5 8,1 4,15 -0,478 -7,693 <0,001 682,01* 0,30
N LOI síntomas 43 7 4551 559,6 0,001 1,28 0,200 976,41* 0
Media LOI interferencia 33 1,5 24,85 10,25 -0,041 -3,167 0,001 623,56* 0
DT LOI interferencia 33 2,3 14,10 7,8 -0,084 -3,963 <0,001 600,86* 0,07
Edad media 32 10,23 16,7 13,86 0,073 1,411 0,158 450,74* 0
DT de la edad 30 0,27 3,10 1,75 -0,312 -3,554 0,001 125,41 * 0,16
% de mujeres 37 0 100 59,01 0,0005 0,1920 0,848 823,60 * 0
% caucásicos 7 78,8 100 89,46 -,0068 -0,4227 0,672 18,97 * 0
Historia del trastorno 7 7,5 99,6 22,32 0,0008 0,3527 0,724 4,304 * 0
DT historia trastorno 7 3,10 37,3 10,39 0,0013 0,1984 0,842 4,389 * 0
Año de publicación 43 1988 2014 2003 0,0051 0,5528 0,580 1020,95 * 0

k=número de estudios (o coeficientes de fiabilidad). bj : coeficiente de regresión de la variable moderadora. El signo de los coeficientes bj debe interpretarse a la inversa, debido a que las meta-regresiones se realizaron con las transformaciones de Bonett de los coeficientes de fiabilidad, y esta transformación invierte el sentido de la variable. En consecuencia, en esta tabla un coeficiente de regresión negativo debe interpretarse como reflejando una relación positiva entre los coeficientes de fiabilidad y la variable moderadora; y vice versa. Z: estadístico para contrastar la significación estadística de la variable moderadora. QE : estadístico para comprobar si el modelo está bien especificado. *p <0,05: nivel de significación asociado a la prueba Z. R2 : proporción de la varianza explicada por la variable moderadora.

La Figura 2presenta un gráfico de dispersión que ilustra la relación positiva encontrada entre la variabilidad de las puntuaciones del test y los coeficientes de fiabilidad. También se obtuvo una relación positiva y estadísticamente significativa de los coeficientes de fiabilidad con la media de las puntuaciones en la escala de interferencia (Z=3,161, p=0,001) y con su desviación típica (Z=3,963, p<0,001). La desviación típica de las edades de las muestras de participantes también obtuvo una relación positiva y estadísticamente significativa con las estimaciones de la fiabilidad (Z=3,554, p=0,001). La magnitud de estas tres últimas relaciones ( R2 ) fue baja: 0,07 para la desviación típica en la escala de interferencia, 0,16 para la desviación típica de las edades, y nula para la media de las puntuaciones en la escala de interferencia.

Figura 2 Gráfico de dispersión de los coeficientes de fiabilidad en función de la desviación típica de las puntuaciones del test en la escala de síntomas 

Con respecto a las variables moderadoras cualitativas, la Tabla 2muestra los resultados de los ANOVAs aplicados sobre los coeficientes de fiabilidad, asumiendo un modelo de efectos mixtos. Varias alcanzaron la significación estadística, pero con muy pequeñas proporciones de varianza explicada. La variable moderadora más relevante fue el tipo de adaptación de la escala aplicada en el estudio, que obtuvo una relación estadísticamente significativa con los coeficientes de fiabilidad, QB (2)=14,55, p=0,001 y un porcentaje de varianza explicada del 20%. En concreto, los estudios que aplicaron la versión original de la escala exhibieron, en promedio, una mayor fiabilidad (media=0,84) que cuando se aplicó una versión adaptada de forma estandarizada (media=0,71) o de forma libre (media=0,76). En esta misma línea, se observaron diferencias estadísticamente significativas entre los coeficientes de fiabilidad medios obtenidos entre las diversas adaptaciones de la escala a diferentes idiomas, QB (5)=9,01; p=0,001, siendo las versiones original (media=0,84) y danesa (media=0,86) las que presentaron las mejores estimaciones de la fiabilidad media. Las 15 muestras españolas sobre las que se obtuvieron estimaciones de la fiabilidad de las puntuaciones de la escala arrojaron una fiabilidad media de 0,72 (IC 95%: 0,65-0,78). No obstante, el porcentaje de varianza explicada por esta variable fue nulo. Cuando se agruparon los estudios españoles según hubieran aplicado la escala a una muestra clínica o no clínica, los nueve coeficientes de fiabilidad obtenidos con las muestras clínicas oscilaron entre 0,67 y 0,85, con una fiabilidad media de 0,764 (IC 95%: 0,67-0,83), mientras que los seis coeficientes obtenidos en muestras no clínicas tomaron valores entre 0,52 y 0,79, con una fiabilidad media de 0,655 (IC 95%: 0,50-0,76). Aunque el coeficiente de fiabilidad medio para las muestras no clínicas fue inferior al de las muestras clínicas, esta diferencia no resultó ser estadísticamente significativa, QB (1)=2,22; p=0,136. La población de procedencia de las muestras también alcanzó la significación estadística, QB (2)=110,21; p=0,003, siendo más elevada la fiabilidad, en promedio, cuando la escala se aplicó a muestras clínicas (media=0,83) que a muestras comunitarias (media=0,74). No obstante, el porcentaje de varianza explicada por esta variable fue nulo. Cuando las 25 muestras clínicas se clasificaron en función del tipo de trastorno, no se observaron diferencias estadísticamente significativas, QB (3)=4,25; p=0,235, resultando similares los coeficientes de fiabilidad medios para las muestras de participantes con TOC (media=0,86), anorexia (media=0,78), síndrome de Tourette (media=0,85) u otros diagnósticos (media=0,82). Otras variables como la formación y/o el departamento del investigador principal del estudio (entendiendo por tal el primer firmante) mostraron también diferencias estadísticamente significativas entre los coeficientes de fiabilidad medios, pero con proporciones de varianza explicadas nulas.

Tabla 2 Resultados de los ANOVAs aplicados a cada variable moderadora cualitativa 

k=número de estudios (o coeficientes de fiabilidad). QB =estadístico para contrastar la significación estadística de la variable moderadora. QW =estadístico para comprobar si el modelo está bien especificado. * p<0,05.nivel de significación asociado a la prueba QB . R2 : proporción de la varianza explicada por la variable moderadora.

Propuesta de un modelo explicativo. Aplicamos un modelo de meta-regresión múltiple tomando como predictores las variables moderadoras que presentaron una relación estadísticamente significativa con los coeficientes de fiabilidad: la desviación típica de las puntuaciones del test en la escala de síntomas, la versión del test (dicotomizada en original vs adaptada) y la población de procedencia de la muestra (clínica vs no clínica). El modelo de meta-regresión múltiple alcanzó un resultado estadísticamente significativo, QR (3)=56,58, p<0,001, con un 19,3% de varianza explicada, pero solo la desviación típica de las puntuaciones del test presentó una relación estadísticamente significativa una vez controlado el influjo de los otros dos predictores del modelo (Z=6,13; p<0,001), mientras que ni la versión del test (Z=1,10, p=0,270) ni la población de referencia (Z=0,91; p=0,362) exhibieron una relación estadísticamente significativa con los coeficientes de fiabilidad una vez controlado el influjo de los otros predictores del modelo.

DISCUSIÓN

El propósito de esta investigación fue estimar la fiabilidad de las puntuaciones del test LOI-CV-SF mediante un meta-análisis de GF. El coeficiente de fiabilidad promedio para las escalas de síntomas y de interferencia de la LOI-CV-SF fue de 0,79 y 0,85, respectivamente. Estos valores se sitúan por encima del límite de 0,70 establecido por Nunnally y Bernstein33 como fiabilidad mínima aceptable para propósitos de investigaciones exploratorias, pero la escala de síntomas exhibe una fiabilidad media que no alcanza el límite de 0,80 propuesto para considerar satisfactoria la fiabilidad de un test con propósitos de investigación en general (e.g., para investigar diferencias entre medias de grupos procedentes de diferentes poblaciones o manipulaciones experimentales). Y en cuanto al límite de 0,90 establecido para la correcta aplicación de un test en contextos clínicos de desempeño profesional, ni la escala de síntomas ni la de interferencia se acercan a este límite. En lo que respecta a la toma de decisiones clínicas, resulta razonable adoptar las recomendaciones propuestas por Cicchetti34, según las cuales coeficientes de fiabilidad inferiores a 0,70 deben considerarse totalmente inapropiadas, entre 0,70 y 0,80 serían estimaciones moderadas de la fiabilidad, entre 0,8 y 0,9 serían buenas, y por encima de 0,90 excelentes. Así pues, se puede concluir que la escala de síntomas exhibe, en promedio, una fiabilidad moderada y la de interferencia una fiabilidad buena.

Los coeficientes de fiabilidad obtenidos en muestras españolas exhibieron una fiabilidad media satisfactoria (media=0,72) para propósitos de investigación, pero no se acercaron al límite de 0,90 mínimo requerido para la práctica clínica. De hecho, el coeficiente de fiabilidad medio obtenido con las muestras clínicas españolas quedó ligeramente por debajo del límite 0,80 (media=0,76), indicando que la fiabilidad de las puntuaciones de esta escala para la toma de decisiones clínicas es sólo moderada.

Las puntuaciones del LOI-CV-SF arrojaron coeficientes de fiabilidad muy variables a lo largo de las 43 muestras incluidas en el meta-análisis. Varias características de los estudios presentaron una relación estadísticamente significativa con las estimaciones de consistencia interna. De todas ellas, la más importante fue la desviación típica de las puntuaciones en la escala de síntomas. Como la teoría psicométrica predice, cuanto mayor es la variabilidad de las puntuaciones de un test tanto mayor será la fiabilidad exhibida por la muestra en cuestión33. En esa misma línea, se observó también una mayor fiabilidad cuanto mayor fue la desviación típica de las edades de las muestras de participantes. Del mismo modo, se observó una mayor fiabilidad en muestras clínicas que en las comunitarias. La razón de esta relación se debió a que las muestras clínicas suelen presentar mayor variabilidad entre las puntuaciones de la escala, en comparación con la exhibida por las muestras comunitarias que, en ocasiones, presentan un 'efecto suelo', reduciéndose la variabilidad. Así pues, el elemento fundamental que caracterizó la mayor o menor fiabilidad exhibida por las puntuaciones del test en la escala de síntomas fue la variabilidad de sus puntuaciones. De hecho, el modelo predictivo identificó a la desviación típica de las puntuaciones del test como el único predictor relevante para explicar la variabilidad de los coeficientes de fiabilidad.

Dado que la fiabilidad no es una propiedad intrínseca del test sino de las puntuaciones obtenidas del test en una aplicación concreta del mismo, es necesario realizar estudios meta-analíticos de GF que nos permitan estimar la fiabilidad media y explicar cómo varía esta en las diferentes aplicaciones de una misma escala. Aunque el LOI-CV-SF es muy utilizado en el contexto aplicado y en estudios epidemiológicos, no son muchos los estudios que aporten algún tipo de coeficiente de fiabilidad con los datos propios de la muestra. En concreto, la tasa de inducción de la fiabilidad del LOI-CV-SF fue del 84,5% (sólo 13 de los 84 estudios aportaron algún coeficiente de fiabilidad), una tasa muy elevada, que se pudo paliar gracias al uso de la fórmula KR-21 de estimación del coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach32.

Este meta-análisis tiene algunas limitaciones. En primer lugar, la elevada tasa de inducción de la fiabilidad exhibida por los estudios que aplicaron la LOI-CV-SF redujo el número de estudios incluibles en el meta-análisis. En segundo lugar, no fue posible analizar la fiabilidad de las puntuaciones en las diferentes subescalas del test, debido a la ausencia de información sobre su fiabilidad en los estudios meta-analizados. En tercer lugar, la falta de información de algunas características de los estudios limitó las posibilidades de analizar su posible influjo como variables potencialmente moderadoras de los coeficientes de fiabilidad. Tal fue el caso de las medias y desviaciones típicas de las edades de las muestras de participantes así como su distribución étnica o la antigüedad en el padecimiento del trastorno en el caso de muestras clínicas.

En conclusión, podemos afirmar que las puntuaciones de la escala LOI-CV-SF presentan una fiabilidad aceptable para propósitos de investigación pero no para la toma de decisiones clínicas en un contexto de desempeño profesional. Además, la elevada tasa de inducción de la fiabilidad encontrada en los estudios que han aplicado esta escala, así como la evidenciada en otras muchas escalas e instrumentos de medida utilizados en las Ciencias de la Salud, debe poner en alerta a los investigadores y profesionales de este campo sobre la necesidad de informar de la fiabilidad de los instrumentos de medida exhibida con los datos de las propias muestras utilizadas en sus investigaciones. Los equipos editoriales de las revistas científicas deberían, así mismo, exigir el reporte de la fiabilidad calculada con los propios datos de la muestra, de todos los instrumentos de medida utilizados en las investigaciones, y evitar así el fenómeno de la inducción de la fiabilidad. Sólo de esta forma se logrará que las investigaciones empíricas ofrezcan contribuciones relevantes para el progreso del conocimiento científico en las Ciencias de la Salud.

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(*)Esta investigación fue financiada por el Ministerio de Economía y Competitividad, Convocatoria 2016 de I+D(Proyecto Nº PSI2016-77676-P), y los Fondos FEDER, siendo el primer firmante el investigador responsable del proyecto

Cita sugerida:Sánchez-Meca J, Alacid-de-Pascual I, López-Pina JA, de la Cruz Sánchez-Jiménez J. Meta-análisis de generalización de la fiabilidad del inventario de obsesiones de Leyton versión para niños auto-aplicada. Rev Esp Salud Pública. 2016; Vol. 90: 25 de noviembre: e1-e14.

Anexo 1.

Características de los estudios incluidos en el meta-análisis 

Estudio Tipo de estudio Continente Versión Adaptación Población Edad Media (años) Sexo % de mujeres Etnia % caucásicos Media LOI-CV síntomas DT LOI-CV síntomas Coeficiente de fiabilidad
Berg et al, 1988 Psicométrico América Original Original No clínica -- 44,80 94 6,84 3,94 0,810
Blancho et al, 2014 Sustantivo Europa Polaco Estandarizada Clínica 14,80 100,00 100 8,20 4,40 0,790*
Bryiska et al,2005 Sustantivo Europa Polaco Estandarizada No clínica -- 53,10 -- 9,67 3,52 0,630*
Buse et al, 2012 Sustantivo Europa Alemán Libre Mixta 11,10 -- -- 2,78 3,36 0,830*
Canals et al, 2012 Psicométrico Europa Español Estandarizada No clínica 10,23 52,10 -- 8,55 3,75 0,790
Castro-Fornieles et al, 2008 Sustantivo Europa Español Libre Clínica 14,70 97,70 -- 10,74 5,60 0,850*
Castro-Fornieles et al, 2007a Sustantivo Europa Español Libre Clínica 14,50 91,67 -- 9,80 3,70 0,670*
Castro-Fornieles et al, 2007c Sustantivo Europa Español Libre Clínica 14,40 98,00 -- 9,80 4,40 0,780*
Castro-Fornieles et al, 2009a Sustantivo Europa Español Libre Clínica 14,70 91,67 -- 9,80 3,70 0,670*
Castro-Fornieles et al, 2010a Sustantivo Europa Español Libre Clínica 16,02 100,00 -- 10,68 4,47 0,790*
Castro-Fornieles et al, 2010b Sustantivo Europa Español Libre No clínica 16,25 100,00 -- 6,41 2,98 0,540*
Coles et al, 2010 Psicométrico América Original Original Clínica 13,72 55,17 89,70 13,35 5,48 0,900*
Crawford et al, 2005a Sustantivo Europa Original Original Clínica 14,40 65,00 -- 5,55 6,19 0,940*
Crawford et al, 2005b Sustantivo Europa Original Original No clínica 14,25 65,00 -- 4,00 6,25 0,960*
Cummings et al, 2002 Sustantivo América Original Original Clínica 10,40 16,70 87,50 1,80 3,10 0,870*
Gallelli et al, 1997 Sustantivo América Original Original Clínica 10,90 86,67 87 5,45 4,59 0,850*
King et al, 1995a Psicométrico Oceanía Original Original No clínica -- 45,28 -- 9,50 3,32 0,580*
King et al, 1995b Sustantivo Oceanía Original Original No clínica -- 48,63 -- 9,53 3,97 0,760
King et al, 1995c Sustantivo Oceanía Original Original Clínica -- 90,00 -- 5,90 5,04 0,880*
Lázaro et al, 2011a Sustantivo Europa Español Libre Clínica 15,60 44,40 -- 11,30 3,80 0,690*
Lázaro et al, 2011b Sustantivo Europa Español Libre No Clínica 16,10 51,86 -- 5,50 2,90 0,550*
Lázaro et al, 2013a Sustantivo Europa Español Libre Clínica 16,50 -- -- 10,90 4,00 0,730*
Lazaro et al, 2013b Sustantivo Europa Español Libre No Clínica 16,70 -- -- 6,20 2,90 0,520*
Libby et al, 2004 Sustantivo Europa Original Original Clínica 14,80 75,00 -- -- -- 0,880
Maggini et al, 2001 Sustantivo Europa Italiano Libre No Clínica -- 100,00 -- 9,10 3,80 0,690*
Mathews et al, 2007 Sustantivo América Original Original Clínica -- -- -- 6,10 4,60 0,840*
Matthews et al, 2006 Sustantivo Europa Original Original No Clínica -- 56,00 -- 9,70 4,49 0,830
Noorian et al, 2013 Sustantivo Europa Español Libre No Clínica 13,92 47,30 78,80 -- -- 0,750
Pietrefesa et al, 2010 Sustantivo América Original Original Clínica 13,86 48,86 89,28 13,35 5,48 0,900*
Pla et al, 1999 Sustantivo Europa Español Libre Clínica 14,60 100,00 -- 7,50 4,40 0,800*
Robertson et al, 2006 Sustantivo Europa Original Original Clínica 12,00 20,80 -- 9,20 4,90 0,830*
Rodriguez-Ramos et al, 1998 Sustantivo Europa Español Libre Clínica 15,28 42,85 -- 16,14 3,17 0,730*
Roessner et al, 2009a Sustantivo Europa Alemán Libre Clínica 11,90 ,00 -- 3,20 3,00 0,740*
Roessner et al, 2009b Sustantivo Europa Alemán Libre No Clínica 12,19 ,00 -- 3,10 2,50 0,610*
Roussos et al, 2003 Psicométrico Europa Griego Libre No Clínica -- -- -- 12,30 3,50 0,831
Rueda-Jaimesa et al, 2007 Psicométrico América Español Estandarizada No Clínica 14,70 54,70 -- -- -- 0,757
Serrano et al, 1997 Sustantivo Europa Español Estandarizada No Clínica 13,44 55,00 -- 10,04 3,20 0,540*
Stewart et al, 2005 Sustantivo América Original Original Clínica 11,50 -- -- 8,10 4,30 0,780*
Swedo et al, 1989a Sustantivo América Original Original Clínica -- 56,53 -- 8,00 4,10 0,750*
Swedo et al, 1989b Sustantivo América Original Original Clínica -- 35,71 -- 4,29 3,60 0,780*
Thomsen PH,1993 Sustantivo Europa Danés Libre No Clínica 13,80 52,71 -- 9,60 4,40 0,780*
Thomsen, 1994a Sustantivo Europa Danés Libre Clínica 13,20 20,00 -- 8,60 8,10 0,970*
Thomsen, 1994b Sustantivo Europa Danés Libre Clínica 13,20 20,00 -- 4,10 3,40 0,760*

*Coeficiente de fiabilidad calculado con la fórmula KR-21.

Recibido: 17 de Octubre de 2016; Aprobado: 24 de Noviembre de 2016

Correspondencia Julio Sánchez-Meca Dpto Psicología Básica y Metodología Facultad de Psicología Campus de Espinardo Universidad de Murcia 30100 Murcia jsmeca@um.es Tfno: 868884114 www.um.es/metaanalysis

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