REVISIÓNSISTEMÁTICAYMETAANÁLISIS · 104 RevEspSaludPública2014,Vol.88,N.º. sedescartaronlosartículosdondelospro-blemasansiososdelaspersonasdelamues-trafuesensecundariosacausasmédicas

RESUMENFundamentos: Desde su creación, el STAI se ha citado en más de

14.000 documentos, contando con más de 60 adaptaciones en diversospaíses. En algunas de ellas este cuestionario no cuenta con puntuacionesclínicas. El objetivo de este trabajo es determinar si el cuestionario State-Trait Anxiety Inventory (STAI) tiene puntuaciones superiores en personasdiagnosticadas de ansiedad respecto a la población general. Además, sepretende analizar si la consistencia interna es adecuada en personas conansiedad.

Método: Se realizó una búsqueda bibliográfica en Tripdatabase,Cochrane, Web of Knowledge, Scopus, PyscINFO y Scholar Google dedocumentos publicados entre 2008 y 2012. Se seleccionaron 131 artículospara la comparación entre pacientes diagnosticados de ansiedad respectoa la población general y 25 para la generalización de la fiabilidad. En losanálisis se utilizó la d de Cohen para la comparación de medias (métodode efectos aleatorios) y para la generalización de la fiabilidad el alfa deCronbach (método de efectos fijos).

Resultados: En la comparación entre grupos, en la ansiedad estado(d = 1,39; IC95%: 1,22-1,56) y en la ansiedad rasgo (d = 1,74; IC95%:1,56-1,91) las diferencias fueron estadísticamente significativas. Ademásde ello, la fiabilidad para pacientes con algún trastorno de ansiedad abar-có de 0,87 a 0,93.

Conclusiones: El STAI es un cuestionario sensible para medir el ni-vel de ansiedad y fiable en personas diagnosticadas de crisis de angustia,fobia específica, fobia social, fobia social generalizada, trastorno de an-siedad generalizada, trastorno de estrés post-traumático, trastorno obsesi-vo compulsivo o trastorno por estrés agudo.

Palabras clave:Ansiedad. Metaanálisis. Fiabilidad.

CorrespondenciaAlejandro Guillén-RiquelmeCentro de Investigación Mente, Cerebro y Comportamiento-CIMCYCUniversidad de GranadaCampus de Cartuja s/n18011 [email protected]

ABSTRACTMeta-Analysis of Group Comparison andMeta-Analysis of Reliability Generalization

of the State-Trait Anxiety InventoryQuestionnaire (STAI)

Background: Since its creation the STAI has been cited in more than14,000 documents, with more than 60 adaptations in different countries. Insome adaptations this instrument has no clinical scores. The aim of thiswork is to determine if the State-Trait Anxiety Inventory (STAI) has hig-her scores in patients diagnosed with anxiety than in general population. Inaddition, we want to examine if the internal consistency is adequate inanxious patient samples.

Methods: We performed a literature search in Tripdatabase, Cochra-ne, Web of Knowledge, Scopus, PyscINFO and Scholar Google, for docu-ments published between 2008 y 2012. We selected 131 scientific articlesto compare between patients diagnosed with anxiety and general popula-tion, and 25 for the generalization of reliability. For the analysis we usedCohen’s d for means comparisons (random-effects method) and Cronba-ch’s alpha for the reliability generalization (fixed-effects method).

Results: In the groups comparision the differences in state anxiety(d=1.39; CI95%: 1.22-1.56) and in the trait anxiety (d=1.74; CI95%:1.56-1.91) were significants. The reliability for patients of some anxiety disor-der was between 0.87 and 0.93.

Conclusions: So it seems that the STAI is sensitive to the level ofanxiety of the individual and reliable for patients with diagnosis of panicattack, specific phobia, social phobia, generalized social phobia, generali-zed anxiety disorder, post-traumatic stress disorder, obsessive compulsivedisorder or acute Stress disorder.

Keywords: Anxiety. Meta-analysis. Reliability.

REVISIÓN SISTEMÁTICAYMETAANÁLISIS

METAANÁLISIS DE COMPARACIÓN DE GRUPOSYMETAANÁLISIS DE GENERALIZACIÓN DE LAFIABILIDADDELCUESTIONARIO STATE-TRAIT ANXIETY INVENTORY (STAI)

Alejandro Guillén-Riquelme y Gualberto Buela-Casal.

Departamento Personalidad, evaluación y tratamiento psicológico. Universidad de Granada.

Rev Esp Salud Pública 2014; 88: 101-112. N.º1Enero-Febrero 2014

mailto:[email protected]

Alejandro Guillén-Riquelme et al.

INTRODUCCIÓN

Los trastornos de ansiedad son uno de losproblemas psicológicos con mayor prevalen-cia. En una muestra de más de 9.000 estadou-nidenses se observaron tasas de prevalenciaque alcanzaban el 15,6% en el caso de lafobia específica1. Estos resultados coincidencon medidas epidemiológicas previas2. Ade-más, pese a que existen diferencias entre loscontinentes, la tasa de diagnósticos de ansie-dad es muy elevada3-4.

Entre los distintos instrumentos disponi-bles para evaluar la ansiedad general seencuentra el cuestionario State-Trait AnxietyInventory (STAI)5 que evalúa dos facetas dela ansiedad. En primer lugar, la ansiedad ras-go, entendida como los factores personalesque influyen en la percepción del nivel deansiedad de los estímulos que se presentan.Es decir, una persona con alta ansiedad rasgopercibirá un estímulo como más amenazantey ansiógeno que una persona con baja ansie-dad rasgo. Por el contrario, la ansiedad estadose corresponde con los estímulos desencade-nantes de ansiedad que hay en el entorno cer-cano del sujeto. La ansiedad rasgo y estadoson teóricamente independientes5. Tras sucreación se modificaron algunas preguntas yla escala de respuesta del STAI original, lla-mando a la nueva versión forma Y y nom-brando desde entonces a la versión originalcomo forma X6. En lo que respecta a su con-sistencia interna, el alfa de Cronbach mediopara 52 estudios incluidos en un metaanálisisfue de 0,91 en ansiedad estado y para unmetaanálisis con 51 artículos fue de 0,89 parala ansiedad rasgo7.

El STAI es uno de los cuestionarios másempleados, contando con más de 60 adapta-ciones culturales y lingüísticas y con más de14.000 citas en artículos de sus versionespara adultos7. Además, el STAI ha sido utili-zado para medir el nivel de ansiedad enpacientes con diversos trastornos físicos ypsicológicos8. Por ejemplo, el STAI se utilizóen un metaanálisis para evaluar el mejor tra-

tamiento para el trastorno de ansiedad gene-ralizada, empleando la subescala de rasgocomo principal medida de eficacia del trata-miento9. En dicho metaanálisis se incluyeronseis estudios en los que se empleó el STAIcon esta muestra. Otro de los ejemplos, en losque se hace uso del STAI para evaluar losniveles de ansiedad en personas que sufrenalguno de los trastornos de ansiedad es el artí-culo de Kvaal y cols10. En este estudio se apli-có el STAI a personas ancianas con diversostrastornos de ansiedad, hallando que las quetenían trastornos de ansiedad puntuaron sig-nificativamente más que los que no teníanningún trastorno psicológico.

Por último, en un metaanálisis en el que seincluyeron casi 200 estudios se concluyó queel STAI estado es una medida sensible delnivel de ansiedad en grupos clínicos, asícomo en personas con diversos trastornosfísicos11. Además de ello, este instrumento eslo suficientemente preciso como para detec-tar diferencias en las puntuaciones de sujetosal ser sometidos a estímulos estresantes oprocedimientos para aumentar sus niveles deansiedad11.

Los objetivos de este trabajo son en primerlugar analizar si el STAI detecta las diferen-cias entre personas con diferentes trastornosde ansiedad y sujetos sanos. En segundolugar, determinar si la consistencia internadel STAI en muestras de personas con ansie-dad es adecuada y si está influida por la formadel STAI (X o Y), por el país o por el tipo detrastorno de ansiedad diagnosticado.

MATERIAL Y MÉTODOS

Tipo de estudio. Con el fin de llevar acabo los objetivos propuestos en este estudio,clasificado como un estudio teórico de revi-sión con metaanálisis13, se siguieron las reco-mendaciones PRISMA, ya que este docu-mento presenta una guía para este tipo de artí-culos14 y para su redacción se adoptaron laspropuestas presentadas por Hartely15.

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METAANÁLISIS DE COMPARACIÓN DE GRUPOS Y METAANÁLISIS DE GENERALIZACIÓN DE LA FIABILIDAD DEL CUESTIONARIO (STAI)

Búsqueda de los estudios. En primerlugar se localizaron revisiones sistemáticaso metaanálisis mediante las opciones de bús-queda avanzada de las bases de datos enlínea Tripdatabase y Cochrane. Tras no iden-tificar ninguna revisión previa que empleaseúnicamente el STAI, se pasó a la segundafase de la búsqueda. Para ello se buscó endiversas fuentes generales y específicas, conel fin de hallar todos los documentos rele-vantes16-17. Así pues, se emplearon la Web ofKnowledge, Scopus y PyscINFO (a travésde la plataforma OVID). Se acotó la búsque-da a los artículos publicados entre los años2008 y 2012, ya que al ser un cuestionariomuy utilizado, la inclusión de cinco añospermitía encontrar un número representativode artículos. Los términos de búsqueda seincluyeron únicamente en inglés.

La ecuación de búsqueda se formó, poruna parte, con el nombre completo del STAIasí como con el acrónimo y, por otra, concada uno de los trastornos de ansiedad, indi-cados en el DSM-IV-TR12. Se utilizó elDSM-IV-TR en lugar de la nueva versiónDSM-5 debido a que en el momento de lasbúsquedas todavía no estaba publicada yademás los trabajos incluidos empleaban lacuarta edición o anteriores. El término STAIse buscó en todo el artículo, mientras que eltrastorno de ansiedad únicamente en título,resumen y palabras clave. Se realizó unabúsqueda independiente para cada uno delos trastornos. Se incluyeron truncadoressiempre que era posible (por ejemplo pho-bi* o obsessi*) e igualmente se utilizó elnombre completo del trastorno y el acróni-mo del mismo en el caso de que éste fuese deuso común (por ejemplo PTSD o GAD). Laúltima fase consistió en la búsqueda enScholar Google con el fin de localizar la lite-ratura gris y evitar un sesgo de publicación.Para realizar esta búsqueda se identificó elartículo original del STAI y, a través de lascitas del mismo, se filtraron los años de inte-rés y se verificaron los artículos resultantes.Este proceso se realizó desde el 21 de julio al30 de septiembre de 2012. Tras descartar los

artículos que se podían excluir por título, entotal se encontraron 674 referencias.

Tras la búsqueda, se trató de localizar eltexto completo de los artículos. Para ello, seempleó su versión electrónica (incluyendomanuscritos publicados) mediante préstamointerbibliotecario. Para los artículos a losque no se pudo tener acceso se escribió uncorreo electrónico al autor, donde se infor-maba del objetivo del estudio y se solicitabauna copia del artículo. Los trabajos no obte-nidos fueron descartados (3,12% respecto altotal de artículos).

Criterios de selección de los estudios.Una vez seleccionados los artículos, paradeterminar su inclusión definitiva se em-plearon diversos criterios explícitos18: a)debían estar escritos en inglés, español oportugués, incluyendo muestras de cual-quier país y publicados en cualquier regióngeográfica; b) únicamente se incluyeron ar-tículos cuasi-experimentales y experimenta-les, excluyendo revisiones teóricas y estu-dios de caso único. Las revisionessistemáticas y los metaanálisis también seincluyeron inicialmente, no encontrandoningún estudio de este tipo. En las citas deestos trabajos se buscaron artículos que reu-niesen los criterios para ser incluidos en es-te estudio; c) en lo que respecta a la muestrasólo se seleccionaron aquellos estudios rea-lizados con personas mayores de edad cuyodiagnóstico principal fuese uno de los tras-tornos de ansiedad establecidos en el DSM-IV-TR12 (crisis de pánico, agorafobia, tras-torno de angustia sin agorafobia, trastornode angustia con agorafobia, agorafobia sinhistoria de trastorno de angustia, fobia espe-cífica, fobia social, trastorno obsesivo-com-pulsivo, trastorno por estrés postraumático,trastorno por estrés agudo y trastorno de an-siedad generalizada; excluyendo los trastor-nos de ansiedad debido a sustancia y a cau-sas médica e incluyendo la fobia socialgeneralizada). Además, dicho diagnósticono podía estar justificado mediante las pun-tuaciones de STAI como único criterio y d)

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se descartaron los artículos donde los pro-blemas ansiosos de las personas de la mues-tra fuesen secundarios a causas médicas.

Respecto a la versión aplicada del STAI,en los artículos seleccionados se podíaemplear la versión completa o una de las dossubescalas (estado o rasgo) indistintamente.De la misma forma, la versión del STAI apli-cada podía ser tanto la original como unaadaptación, siempre que hubiese sido publi-cada y respetase el número de ítems y laescala de respuesta se mantuviese en cuatroalternativas. En diversas adaptaciones delSTAI se recodifica la escala original (de 1 a4) a una nueva escala de 0 a 3. Tal y como seindica en la literatura6, para realizar compa-raciones entre diferentes adaptaciones delSTAI o con la versión original se debe sumar20 a la puntuación obtenida, en cada una delas subescalas. Así pues, en los casos en losque se empleaban adaptaciones con este tipode escala de respuesta se realizó esta trans-formación.

Por otra parte, también se incluyeron algu-nos criterios específicos para cada metaaná-lisis. Para la generalización de la fiabilidadse seleccionaron artículos en los que seincluyese un grupo clínico sin importar o nola existencia de un grupo control. Mientrasen el caso de la comparación entre gruposúnicamente se seleccionaron artículos con laexistencia de un grupo control. Si los gruposse establecían mediante puntuaciones de uncuestionario de algún trastorno de ansiedadestos artículos eran descartados si el grupocontrol estaba formado únicamente por per-sonas con puntuaciones bajas en dicha medi-da. En los artículos que informaban de unrango del valor de alfa (para varios trastornosde ansiedad sin especificar un valor paracada uno de ellos) se tomó el menor de losvalores. En el caso de contar con medias prey post-tratamiento siempre se seleccionó lamedia pre-tratamiento de ambos grupos.Además de todo ello, se excluyó un artículoen el que se preguntaba a familiares y amigosde suicidas la puntuación que el fallecidohabría puesto en el STAI, y otra investiga-

ción cuyas puntuaciones medias eran supe-riores a 80 (puntuación teórica máxima de laescala). En la figura 1 se muestra un resumendel proceso de selección de artículos.

En los estudios en los que se emplearonvarias muestras clínicas la inclusión fue di-ferente en función de la finalidad del análi-sis (generalización de la fiabilidad o com-paración entre grupos). En lageneralización de la fiabilidad se incluye-ron los trastornos de forma independiente,ya que al tratarse de muestras independien-tes no implicaba un incumplimiento de lossupuestos del metaanálisis. En el caso de lacomparación de medias no se podía optarpor esta solución, ya que al mantenerse elmismo grupo control habría que duplicarloy el cálculo del efecto de este grupo nocumpliría la independencia de las medidas.En este caso se optó por eliminar el grupode pacientes de ansiedad con menor núme-ro de sujetos.

Índices del tamaño del efecto. Para el aná-lisis de la comparación de medias se utilizó lad de Cohen y para la generalización de la fia-bilidad el alfa de Cronbach.

Extracción de datos. De cada uno de losartículos seleccionados se extrajeron lassiguientes medidas para efectuar la media enel metaanálisis:

- Medidas d de Cohen para el tamaño delefecto en las comparaciones entre grupos. Enel caso de no informar del mismo, se extraje-ron de los valores t-student o F y los grados delibertad, para poder estimarlo. En la mayoríade los casos se emplearon las medias, las des-viaciones típicas o varianzas y los tamaños decada grupo, con el fin de estimar el tamaño delefecto para cada uno de los estudios.

- En el caso de la generalización de la fia-bilidad se extrajeron los valores del alfa deCronbach en todos los casos, ya que no sehallaron estudios que informasen de otrasmedidas similares para el cálculo de la consis-tencia interna.


Además de las variables para evaluar elefecto, también se incluyeron diversosmoderadores para ver su influencia sobreuna posible homogeneidad de la generaliza-ción de la fiabilidad o del tamaño del efecto.En primer lugar, se empleó el país donde seseleccionó a los participantes. En segundo

lugar se codificó la forma del STAI utiliza-da, pudiendo ser la forma X o Y. No seincluyó el uso de adaptaciones a los diferen-tes países (usando sólo forma X o Y) ya queestadiferencia se analizó en la variable delpaís de la muestra. Por último, se empleó eltipo de trastorno de ansiedad estudiado,



Figura 1Algoritmo de selección de los artículos

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empleando la codificación del DSM-IV-TR12. Como moderadores el tamaño mues-tral de los estudios se extrajo la edad mediade los participantes y su distribución porsexo (codificada como porcentaje de muje-res en la muestra). Las diferentes medidasfueron extraídas por dos codificadores inde-pendientes con el fin de valorar la fiabilidaddel proceso de codificación. Para ello seempleó el índice Kappa y el coeficiente decorrelación intraclase, siendo el valor mediode todos los índices 0,844.

Análisis estadístico. Respecto a los aná-lisis, en el caso de la comparación de gru-pos, para seleccionar un método de estima-ción de efectos fijos o aleatorios no seempleó ningún estadístico19. Así pues, parael presente estudio, se puede asumir variabi-lidad entre cada uno de los tamaños delefecto debido a que proceden de poblacio-nes diferentes19. Esta asunción se basa enque los participantes proceden de diferentespaíses, por tanto han cumplimentado dife-rentes adaptaciones del STAI e, igualmente,cada estudio se conforma por un grupo clí-nico, incluyendo diferentes trastornos deansiedad en la base final. Por ello se optópor utilizar un método de efectos aleatorios.La medida del tamaño del efecto, seleccio-nada para realizar el metaanálisis, fue la dde Cohen20. El método seleccionado es elDerSimonian-Laird21 que se considera ade-cuado para modelos de efectos aleatorioscon una medida del tamaño del efecto conti-nua como es la d de Cohen22. Se empleó elestadístico Q para comprobar la homogenei-dad de los datos y se complementó con elíndice I2 18. En el caso de hallar heterogenei-dad en los resultados y determinar lainfluencia de diversos moderadores sobre lamisma se empleó ANOVAs para las varia-bles cualitativas y se aplicó un modelo deregresión para las variables moderadorascontinuas.

Para la generalización del alfa de Cron-bach, se transformó este estadístico a valo-res T mediante la fórmula: T=(1-α)1/3, dondeα es el coeficiente obtenido en cada estudio.

Estos valores permiten transformar el alfade Cronbach en una medida con distribu-ción normal, requisito necesario en losmetaanálisis23. Además, estas puntuacionesse ponderaron por el inverso de la varianzasde los estudios para calcular el tamañomedio de las puntuaciones T. Tras obtener-lo, los valores finales se volvieron a conver-tir en puntuaciones α con el fin de lograr uníndice más fácilmente interpretable. Elmétodo fue de efectos fijos, ya que al contarcon un número reducido de artículos nocabe asumir el cumplimiento de los supues-tos necesarios para utilizar un modelo deefectos aleatorios. Para la realización deambos metaanálisis se empleó el programaR, concretamente el paquete Metafor24.

RESULTADOS

El número de participantes en total fue de2.476 (mínimo 6 y máximo 122) en el grupoclínico y 3.780 (mínimo 7 y máximo 1.329)en el grupo control en el caso de la ansiedadestado. De 3.104 (mínimo 6 y máximo 122)en el grupo clínico y 4.513 (mínimo 7 ymáximo 1.324) en el grupo control, para laansiedad rasgo. De 1.182 (mínimo 20 ymáximo 406) en el grupo clínico de genera-lización de la fiabilidad estado y 1.631(mínimo 20 y máximo 406) en la fiabilidadde la ansiedad rasgo. La media de edad osci-ló entre 30,78 y 40,94 en el conjunto de loscuatro metaanálisis. La media de ansiedadestado fue de 44,94 y en ansiedad rasgo de50,26. En el caso de la fiabilidad, el α mediosin transformar fue 0,9 para la ansiedad esta-do y 0,88 para ansiedad rasgo.

Con el test de Egger hubo indicios de unposible sesgo en el caso de la ansiedad rasgo(Z=7,03, p<0,001), pero no en la ansiedadestado (Z=1,76, p=0,08). Así pues, en elcaso de la ansiedad estado se observó que eltamaño medio del efecto fue de d=1,39(IC95%: 1,22-1,56) resultando estadística-mente significativo (p< 0,001). Tras ello, seanalizó la homogeneidad de los tamaños delefecto con el fin de determinar si habíavariabilidad entre los estudios. El test de

heterogeneidad resultó estadísticamentesignificativo (Q(93)=634,51 p<0,001). Elindicador I2 fue igual a 85,34%, lo queimplicó una heterogeneidad alta.

En el caso de la ansiedad rasgo el tama-ño del efecto medio fue de d=1,74(IC95%: 1,56-1,91) siendo esta medidaestadísticamente significativa (p< 0,001).En las pruebas de heterogeneidad seobservó que había variabilidad en lasaportaciones de los diferentes estudios ala media (Q(109)=910,52; p<0,001). Esteresultado se confirmó mediante el restode estadísticos empleados (I2= 88,03%).

En cuanto a los resultados de losAOVAs, en lo que respecta a ansiedadestado, el país (Qm(17)=49,02; p<0,001;Qe(76)=419,08; p<0,001) y la forma delS TA I ( Q m ( 1 ) = 7 , 6 1 ; p = 0 , 0 0 6 ;Qe(91)=596,45; p<0,001) resultaronestadísticamente significativos, mientrasque el tipo de trastorno no (Qm(7)=6,48;p=0,49; Qe(86)=602,57; p<0,001). En elcaso de la ans iedad rasgo e l pa ís(Qm(18)=22,69; p=0,2; Qe(91)=742,25;p < 0 , 0 0 1 ) y l a f o r m a d e l S TA I(Qm(1)=0,85; p=0,356; Qe(107)=902,61;p<0,001) no fueron estadísticamente sig-nificativos, al contrario que el tipo detrastorno (Qm(7)= 6,72; p<0,001;Qe(102)=176,39; p<0,001). Seguidamen-te, se analizaron los niveles en los que seproducía la variabilidad. En la tabla 1 serecoge un resumen de los coeficientesobtenidos para cada una de las categoríasde dichas variables. Además se emplea-ron moderadores continuos: el tamañomuestra, la media en la puntuación delSTAI y su desviación típica, la edadmedia y el porcentaje de mujeres en lamuestra. De las variables continuasempleadas únicamente se observó capaci-dad predictiva de la variabilidad en lamedia para la ansiedad estado (b=0,08[CI95%: 0,06-0,11]; Q=44,01, p<0,001;Qe=507,65, p<0,001; R2=0,22), y de lamedia (b=0,09 [CI95%: 0,08-0,11];Qm=106,54, p<0,001; Qe=510,46,

p<0,001; R2=0,5) y la desviación típicaen el caso de la ansiedad rasgo (b=-0,10[CI95%: -0,16-0,14]; Qm=9,89, p=0,002;Qe=827,42; p<0,001; R2=0,09).

El segundo tipo de metaanálisis inclui-do fue el de generalización de la fiabili-dad. En este caso se obtuvieron 13 artícu-los para la escala de ansiedad estado y 19artículos para la ansiedad rasgo, en losque se informa del α de Cronbach. Denuevo se comenzó por el análisis de lainfluencia de un posible sesgo de selec-ción, observando problemas tanto enestado (Z=4,93, p<0,001) como en rasgo(Z=6,09, p<0,001). En los artículos sobreansiedad estado el valor medio de α cal-culado sin ningún tipo de ponderación fuede 0,87 (DT=0,08); de 0,89 (DT=0,05)para la ansiedad rasgo.

Seguidamente, se calculó la media delas puntuaciones T ponderadas, observan-do un valor de 0,43 en ansiedad estado(EE=0,006) y de 0,45 (EE=0,005) para laansiedad rasgo. Al transformar esta pun-tuación de nuevo a valores α de Cron-bach, se obtuvo un α=0,92 en ansiedadestado (IC95%: 0,91-0,93) y de 0,91 enansiedad rasgo (IC95%: 0,90-0,92. Enambos casos este valor resultó estadísti-camente significativo (ansiedad estado:Z=71,24, p<0,001; ansiedad rasgo:Z=83,76, p<0,001). Tras ello, se analizóla homogeneidad de los valores α en losdiferentes artículos. En ambos casos seobserva heterogeneidad: ansiedad estado:Q(12)=106,19 (p<0,001) y ansiedad ras-go: Q(18)=70,86 (p<0,001).

El siguiente paso fue analizar las fuen-tes de variabilidad. En la ansiedad estadotodas las variables analizadas resultaronsignificativas: país (Qm(4) = 65,09; p <0,001; Qe(8) = 41,1; p < 0,001) , formadel STAI (Qm(1) = 6,88; p = 0,009;Qe(11)=99,31; p<0,001) y tipo de tras-t o r n o ( Q m ( 3 ) = 1 9 , 2 6 ; p = 0 , 0 0 1 ;Qe(9)=86,93; p<0,001). Mientras, en laansiedad rasgo, el país (Qm(6)=40,11;

Rev Esp Salud Pública 2014, Vol. 88, N.º 1 107

EVALUACIÓN DE TÉCNICAS INMUNOLÓGICAS IN VITRO PARA EL DIAGNÓSTICO DE ALERGIAS: METAANÁLISIS 2000-2012

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366

1

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9

23

5

9

2

Variables nsiedad estado nsiedad rasgo(k estado k rasgo) ntervalo ntervalod rror d rrorsignificativo estado Z de confianza Z de confianzade ohen estándard de ohen estándardsignificativo rasgo % %

País del estudio† †lemania ( )† †ustralia ( )†anadá ( )|| —

‡ §hina ( )† †UU ( )† §spaña ( )† †rancia ( )||

† §olanda ( )‡srael ( ) —

§talia ( ) —

† †apón ( )† ‡orea ( )

†ueva Zelanda ( )‡aíses ajos ( ) —

§olonia ( ) —

‡uecia ( ) —

|| || † †uiza ( )†Turquía ( ) —

† †U ( )Forma del STAI

| † †orma Y ( )|

†orma X ( ) †Trastorno psicológico

† †risis de angustia ( )|| † †obia específica ( )

|| † †obia social ( )‡ †obia social generalizada ( )

|| †nsiedad generalizada ( )† †strés post traumático ( )† †bsesivo compulsivo ( )

§Trastorno por estrés agudo ( )

Tabla 1Coeficientes de los moderadores en el meta-ANOVA de comparación de grupos

para la ansiedad estado y ansiedad rasgo

Z=puntuación Z del coeficiente; † p <0,001; ‡ p <0,01; § p <0,05. || la d de Cohen media para dicha categoría es estadísti-camente diferente de la d de Cohen media total.

p<0,001; Qe(12)=30,76; p=0,002) y el tipode trastorno (Qm(5)=33,68; p<0,001;Qe(13)=37,18; p<0,001) resultan significa-t i v a s p e r o n o l a f o r m a d e l S TA I(Qm(1)=0,1; p=0,751; Qe(17)=70,76;p<0,001). Un resumen de los estadísticospor cada nivel de las variables se recoge enla tabla 2. Para los moderadores continuos,debido al bajo número de estudios, losresultados fueron estadísticamente signifi-cativos pese a lo cual las betas eran inferio-res a 0,01, salvo en el caso de la desviacióntípica como moderador de la variabilidad enla fiabilidad de la ansiedad rasgo (b=-0,03[CI95%: -0,4--0,02]; Qm=31,62, p < 0,001;Qe=38,55, p < 0,001).

DISC SI NU Ó

S A

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I

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,

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,

S

,

A

-

---I

Tras el análisis se observa que en amboscasos ansiedad estado y rasgo los tamañosdel efecto medio son elevados sí pues el

T es sensible a los niveles de ansiedadclínicos detectando puntuaciones significativamente más elevadas que en un grupocontrol con sujetos sanos n cuanto a lafiabilidad media de la escala para pacientesdiagnosticados de ansiedad los valores también son elevados observando una fiabilidad media superior a en ambas subescalas or ello se puede concluir que el Tes un instrumento fiable a la hora de evaluarlos niveles de ansiedad en pacientes con


Rev Esp Salud Pública 2014, Vol. 88, N.º 1 109

/

Variables(k estado k rasgo)

significativo estado significativo rasgo

Ansiedad estado Ansiedad rasgo

*α Errorestándard Z

I

95

ntervalode confianza

%*α Error

estándard ZI

95

ntervalode confianza

%

País del estudioAlemania (-;3) --- --- --- --- 0,91 0,02 21,65† 0,89-0,94C 2anadá ( ;1 /) || 0,89 0,01 44,72† 0,87-0,90 0,94 0,01 41,59† 0,93-0,95EE 7UU ( ;10 /) || 0,94 0,01 47,5† 0,93-0,95 0,91 0,01 55,87† 0,9-0,92F -rancia ( ;2) --- --- --- --- 0,87 0,02 24,08† 0,83-0,90H 1olanda ( ;1) || / || 0,93 0,02 22,89† 0,91-0,95 0,81 0,03 22,89† 0,76-0,85I 1talia ( ;1) 0,83 0,04 13,17† 0,74-0,90 0,92 0,03 13,17† 0,88-0,95

-Turquía ( ;1) --- --- --- --- 0,92 0,03 14,7† 0,88-0,95Forma del STAIF 7orma Y ( ;13 /) || 0,9 0,03 15,33† 0,87-0,94 0,9 0,02 24,89† 0,88-0,93F 4orma X ( ;6) 0,93 0,04 11,24† 0,88-0,96 0,89 0,03 17,32† 0,85-0,92Trastorno psicológicoF 0obia específica ( ;3) --- --- --- --- 0,93 0,04 11,35† 0,88-0,96F 0obia social ( ;2 /) || --- --- --- --- 0,9 0,05 10,49† 0,82-0,95F 0obia social generalizada ( ;1 /||) --- --- --- --- 0,84 0,06 8,65† 0,70-0,93O -bsesivo 2compulsivo ( ;5) 0,95 0,05 7,12† 0,90-0,98 0,9 0,03 16,1† 0,86-0,93E -strés post 6traumático ( ;5) || 0,9 0,03 15,05† 0,84-0,93 0,91 0,03 15,71† 0,88-0,95A 2nsiedad generalizada ( ;1) /|| 0,91 0,05 8,3† 0,83-0,96 0,84 0,06 8,62† 0,70-0,93

1Varios trastornos ( ;2 /)|| ** 0,93 0,07 5,72† 0,83-0,98 0,88 0,04 11,91† 0,8-0,93

Tabla 2Coeficientes de los moderadores en el meta-ANOVA de generalización de la fiabilidad

para la ansiedad estado y rasgo

*Los coeficientes han sido retransformados mediante α=1-T3. Z: puntuación Z del coeficiente; † p<0,001; ** Inclu-ye artículos en los que se emplean varios trastornos juntos siempre que éstos sean exclusivamente trastornos de an-siedad.|| el α medio para dicha categoría es estadísticamente diferente del α medio total.

ansiedad y que es sensible a la hora dedetectar los niveles superiores de ansiedad(estado y rasgo) de los mismos, a través desus diferentes formas y en diversos países.Además de ello, el STAI es sensible a laansiedad provocada por diversos trastornosansiosos.

Al realizar el metaanálisis sobre el efectomedio se ha observado variabilidad de lasmedidas a lo largo de los estudios. A la horade explicar la variación de los tamaños delefecto hay diferencias entre países. No obs-tante, los tamaños del efecto son adecuados(abarcando desde 0,44 a 5,01 en ansiedadestado y de 0,54 a 4,57 en ansiedad rasgo).Además, salvo en los artículos de Alemania,Italia y Turquía, todos los tamaños de efectomedios son superiores a 1. Así pues el STAIdetecta diferencias entre los sujetos conansiedad y los sujetos sanos tal y comocabría esperar3,5. En lo que respecta a la for-ma del STAI, en ambos casos los tamañosdel efecto son similares, pese a que la formaX tiene un tamaño del efecto medio menorque la forma Y, tanto en ansiedad estadocomo en ansiedad rasgo. Lo que indica queambas formas son adecuadas para detectarlos niveles de ansiedad, pudiéndose utilizarel STAI para la evaluación de la ansiedad8-9.El último moderador de la variabilidadempleado fue el tipo de trastorno, mostran-do que el STAI permite detectar ansiedadgeneral de forma adecuada con puntuacio-nes mayores entre diversos trastornos, res-pecto a población general, siendo las dife-rencias estadísticamente significativas.

La generalización de la fiabilidad permiteinferir si un test es fiable a lo largo de mues-tras procedentes de diversas poblaciones23.En este caso se observa que la fiabilidadmedia es elevada. Además, al analizar porpaíses, la fiabilidad media es adecuada. Alestimar la fiabilidad media por cada uno delos trastornos los valores superan el 0,86 entodos los casos. Estos resultados son cohe-rentes ya que se encuentra un notable núme-ro de artículos en los que se afirma que el

STAI tiene una elevada fiabilidad11 y unmetaanálisis en el que se establecen valoresmedios de al alfa de Cronbach de 0,91 enansiedad estado y de 0,89 en ansiedad ras-go7. Así pues en población general la fiabili-dad es similar a la obtenida, pese a que en eltrastorno de ansiedad generalizada en elcaso de la subescala de ansiedad rasgo elalfa sea ligeramente inferior. Por último, alanalizar la forma del STAI se observa que laforma Y tiene 0,91 para ambas escalas,mientras que la forma X tiene una fiabilidadde 0,93 para ansiedad estado y de 0,91 paraansiedad rasgo. Generalmente, se afirmaque la versión Y del STAI tiene una mayorfiabilidad5-6. El hecho de que en este meta-análisis se observe lo contrario puede deber-se a que el tamaño de las muestras de sujetoscon diagnóstico de ansiedad suele ser menorque el de las muestras de población general,lo que puede afectar a la fiabilidad.

En lo que respecta a España se observaque hay diversos artículos en los que seemplea una muestra clínica, obteniendo untamaño del efecto medio elevado. Así pues,la adaptación española del STAI detectapuntuaciones superiores en sujetos conansiedad. Pese a ello, dicha adaptación nocuenta con una muestra de personas condiagnóstico de ansiedad ni de baremos espe-cíficos para ellas25. De la misma forma nohay fiabilidad para sujetos con ansiedad enla adaptación española. De hecho, en larevisión realizada no se ha encontrado nin-gún artículo con muestra española queinforme de la fiabilidad. Pese a ello, enpoblación general la fiabilidad del STAI esadecuada26.

En resumen, el STAI parece ser un instru-mento fiable en muestras formadas por suje-tos ansiosos detectando mayores niveles deansiedad en estas respeto a muestras con-trol. Por ello, sería conveniente que lasdiversas adaptaciones del STAI tuviesenbaremos con personas con ansiedad asícomo versiones breves del mismo donde lafiabilidad varía27.



Como limitación del estudio cabe destacarla posible influencia de otros moderadoresque expliquen la variabilidad hallada en lostamaños del efecto y los coeficientes de fiabi-lidad medios. Otra limitación es el hecho deque pese a haber incluido búsquedas que per-mitiesen localizar la literatura gris, en losresultados se observa un sesgo de selección,por lo que sería interesante replicar estemetaanálisis incluyendo nuevas bases y bús-quedas. Pese a ello, este estudio permite valo-rarr la fiabilidad media del STAI, uno de losmás utilizados en la práctica psicológica.

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