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Terapia psicológica

versão On-line ISSN 0718-4808

Ter Psicol vol.33 no.3 Santiago dez. 2015

http://dx.doi.org/10.4067/S0718-48082015000300003 

Artículos Originales

 

La Escala de Ansiedad y Depresión Hospitalaria (HAD) en fibromialgia: Análisis de sensibilidad y especificidad

Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) in fibromyalgia: sensitivity and specificity analysis

 

Víctor Cabrera
Maite Martín-Aragón
María del Carmen Terol
Rosa Núñez
María de los Ángeles Pastor

Universidad Miguel Hernández de Elche, España

Correspondencia a:


Resumen

La sociedad española de Reumatología (SER) (rivera et al., 2006) recomienda la escala de ansiedad y Depresión Hospitalaria (Hospital anxiety and Depression Scale - HADS, Zigmond y Snaith, 1983) para la evaluación clínica de ansiedad y depresión en Fibromialgia (FM). sin embargo, no constan índices de sensibilidad/especificidad ni puntos de corte en FM. Con el objetivo de comprobar aplicabilidad, propiedades psicométricas y sensibilidad/especificidad del HAD en FM, se evaluó a 131 pacientes ambulatorios del Hospital de san Vicente (alicante, España), utilizando como criterios externos BDI y STAI-E. se analizaron ítems, consistencia interna y estructura factorial mediante análisis confirmatorio y puntos de corte con curvas ROC. Se replicó la estructura de dos factores. La fiabilidad es adecuada (HADA=.80, HADD=.85). Se muestran diferentes puntos de corte con sensibilidad/especificidad superior al 70% para cada subescala. El Had presenta propiedades psicométricas óptimas en población FM, mostrándose útil como instrumento de "screening" de sintomatología ansioso-depresiva en esta población.

Palabras clave: HAD, fibromialgia, análisis psicométrico, sensibilidad y especificidad.


Abstract

Spanish Society of Rheumatology (SER) (Rivera et al., 2006) suggests the Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS, Zigmond y Snaith, 1983) for clinical assessment of anxiety and depression in fibromyalgia (FM). However, there is no HAD-FM cut-off yet. Aiming to assess applicability, psychometric properties and sensitivity/specificity of HADS in FM, 131 outpatients were assessed at San Vicente Hospital (Fibromyalgia service, Alicante, Spain), using like external criteria BDI and STAI-E. Item analysis was performed, calculating the internal consistency and factor structure study by confirmatory factor analysis (CFA). The cut-off points were found by ROC curves. Two-factor structure was replicated. Reliability is adequate (HADA=.80, HADD=.85). Several cut-off points are showed with sensitivity and specificity levels >70% for both subscales. HADS has optimal psychometric properties in FM and its useful as a screening tool to assess anxious-depressive symptoms in FM patients.

Keywords: HADS, fibromyalgia, psychometric analysis, sensitivity, specificity.


 

Introducción

En población española se estima una prevalencia de Fibromialgia (FM) del 2.4% (Estudio EPISER-Valverde, 2007), con una media de padecimiento de dolor hasta diagnóstico de entre 4-6 años (Peñacoba, 2009), lo que sitúa a la FM como un problema de salud pública debido al número de visitas médicas, consumo de fármacos y gasto sanitario (sicras, Blanca, Navarro y Rejas, 2009a). La FM es una enfermedad crónica de etiología desconocida, caracterizada por dolor músculo-esquelético generalizado acompañado de sintomatología diversa como fatiga, alteraciones de sueño, rigidez, parestesias (entre otras) y trastornos de ansiedad y depresión (Miró, 2003; Wolfe et al., 1997). Estos trastornos son frecuentemente referidos en estas pacientes (Moix, 2005), presentándose en mayor proporción que la esperada (Comeche, Martín, Rodríguez-Muñoz, Ortega, Díaz y Vallejo, 2010; Ruiz, Muñoz, Pérula de Torres y Aguayo, 1997) y relacionándose con el mantenimiento y exacerbación del dolor (Monsalve, Cerdá-Olmedo, Mínguez y De Andrés, 2000).

La prevalencia de ansiedad y depresión en FM oscila entre el 30%-68% en distintos momentos de la evolución de la enfermedad (Bennett, 2002; Epstein et al., 1999; González, Elorza y Failde, 2010; Revuelta, Segura y Paulino, 2010). Aunque estas afectaciones emocionales no parecen ser la causa de la FM, agravan los síntomas principales y empeoran su curso y evolución (Revuelta, Segura y Paulino, 2010), pudiendo afectar a la adhesión terapéutica y dificultar el diagnóstico (Katon, 1996; Pérez-Pareja, Borrás, Palmer, Sesé, Molina y Gonzalvo, 2004), por lo que son los propios profesionales quienes desde su práctica clínica con estas pacientes demandan instrumentos de "screening" que sirvan de apoyo para la evaluación diagnóstica. La sociedad Española de Reumatología (SER), en su documento de consenso sobre la fibromialgia, recomienda la escala de Ansiedad y Depresión Hospitalaria (HAD, Hospital Anxiety and Depression Scale-HADS, Zigmond y Snaith, 1983), para evaluar dicha sintomatología en estas pacientes, frente a instrumentos alternativos como el BDI (Beck Depression Inventory, Beck, 1978; Beck, Steer y Harbin, 1988), CES-D (Center for Epidemiologic Studies-Depression Scale, CES-D, 1977; Soler, Pérez, Puigdemont, Pérez, Figueres y Álvarez, 1997) o STAI (State Trait Anxiety Inventory-STAI, Spieldberger, Gorsuch y Lushene, 1982) (Rivera et al., 2006). El HAD es una de las pruebas más utilizadas para detectar malestar emocional en pacientes hospitalarios no psiquiátricos, con enfermedad física (Brennan et al., 2010; Tyrer y Methuen, 2007). Es un instrumento corto (14 ítems) que ha mostrado su fiabilidad y validez y ha sido utilizado tanto para el diagnóstico como para medir la gravedad del trastorno (Rivera et al., 2006). Algunas de las ventajas del HAD son su brevedad y la exclusión de ítems de carácter somático que "depura" la evaluación en pacientes con sintomatología física (pérdida de apetito o energía, fatiga, insomnio, entre otros). Esto hace que el HAD se considere especialmente útil para adaptarse en diferentes contextos de salud y hospitalarios (Terol et al., 2007).

Distintos trabajos sobre el HAD en enfermos físicos analizan su estructura factorial y su sensibilidad y especificidad (Bjelland et al., 2002; Brennan et al., 2010; Cosco, Doyle, Ward y McGee, 2011; Morse, Kendall y Barton, 2005). También muestran su adecuación y aplicabilidad en diferentes tipos de población y contexto de enfermedad, confirmando mayoritariamente sus factores originales (Mykletun, Stordal y Dahl, 2001; Spinhoven et al., 1997; entre otros). En población española, los estudios de comprobación de las propiedades psicométricas del instrumento han utilizado sujetos sanos (Terol et al., 2007), enfermos físicos (Costa, Pérez, Salamero y Gil, 2009; Noguera et al., 2009; Monsalve, soriano e Ibáñez, 2001; López-Roig et al., 2000), concretamente dos de ellos con pacientes de FM (Luciano, Barrada, Aguado, Osma y García-Campayo, 2013; Vallejo, Rivera, Esteve-Vives y Rodríguez-Muñoz, 2012), enfermos mentales (Chivite, Martínez, Pérez y Peralta, 2007; De las Cuevas, García-Estrada y González de Rivera, 1995; Tejero et al., 1986) y también poblaciones mixtas (Herrero et al., 2003; Ibáñez y Caro, 1992; Quintana et al., 2003). Los resultados obtenidos con muestras españolas de enfermos físicos han mostrado las buenas propiedades psicométricas del HAD y también han replicado la estructura bifactorial propuesta por Zigmond y Snaith (1983) (Costa et al., 2009; Herrero et al., 2003; López-Roig et al., 2000; Luciano et al., 2013). Sin embargo, estos trabajos sólo muestran puntos de corte para población oncológica (Costa et al., 2009; López-Roig et al., 2000) y para una muestra hospitalaria (neurocirugía, enfermedad pulmonar, cardiología, neurología y enfermedades infecciosas) (Herrero et al., 2003). Éstos oscilan entre 3+ (López-Roig et al., 2000) y 5+ (Herrero et al., 2003; Terol et al., 2007) para depresión, con sensibilidad superior al 70% y especificidad variable (60%-85%) y de 8+ 9+ (Costa et al., 2009; Herrero et al., 2003; López-Roig et al., 2000) en ansiedad con sensibilidad y especificidad superiores al 70%.

A la vista de la revisión realizada en población española (Terol, Cabrera y Martín-Aragón, 2015), la recomendación de la SER (Rivera et al., 2006) sobre el HAD como instrumento de elección en FM, y la alta prevalencia de ansiedad y depresión en estas pacientes, el objetivo de este trabajo es comprobar la aplicabilidad y propiedades psicométricas del HAD analizando su sensibilidad y especificidad en pacientes con FM.

Método

Participantes

Evaluamos 131 mujeres diagnosticadas de FM recibiendo tratamiento ambulatorio en la unidad de fibromialgia del Hospital de san Vicente. Los criterios de inclusión fueron: presentar diagnóstico confirmado de FM según criterio del American College of Rheumatology (ACR) (Wolfe et al., 1990), comprender los cuestionarios y el compromiso de participación en la investigación.

La media de edad fue de 50.15 años (DT=11.1), mayoritariamente casadas (68.7%). El 82.4% de las pacientes habían sido diagnosticadas de FM antes de la llegada a la unidad, con edad media de inicio del dolor de 36.2 años (DT=11.7). El resto de características sociodemográficas se muestran en la Tabla 1.

 

Tabla 1. Descripción sociodemográfica de la muestra.

 

Variables e instrumentos

Ansiedad y depresión: Escala de ansiedad y depresión hospitalaria (HAD) (Hospital Anxiety and Depression Scale: Zigmond y Snaith, 1983; adaptación de Terol et al., 2007). Cuestionario autoaplicado de 14 ítems. Dos subescalas de 7 ítems cada una, en escala Likert 0-3. HADA ítems impares, HADD ítems pares, con rango de puntuación en cada subescala de 0-21. Mayor puntuación, mayor ansiedad y depresión. Para ambas subescalas, los autores sugieren que las puntuaciones superiores a once indicarían "caso" y mayores de ocho se considerarían "caso probable" (Zigmond y Snaith, 1983). La consistencia interna para población española en un estudio con fibromialgia fue HADA α=.83 y HADD α=.87 (Vallejo, Rivera, Esteve-Vives y Rodríguez-Muñoz, 2012).

Ansiedad: Inventario de ansiedad estado-rasgo (State Trait Anxiety Inventory-STAI: Spieldberger, Gorsuch y Lushene, 1982). Dos subescalas de 20 ítems cada una, con respuesta 0 a 3. Presenta una consistencia interna entre α=.90 y α=.93 para ansiedad-estado y entre α=.84 y α=.87 para ansiedad-rasgo (Spieldberger, Gorsuch y Lushene, 1982). Para este estudio, el valor de la subescala de ansiedad-estado fue α=.93. De esta subescala, se tomó el percentil 75 (puntuación 31 en mujeres) como criterio clínicamente significativo de ansiedad elevada (Echeburúa, 2004). Además, en función de la media y desviación típica (DT) obtenida en nuestra muestra (32.76±11.27) se calculó el punto de corte para el intervalo de +1DT, coincidiendo con el percentil 90 (puntuación 44 en mujeres) y valores extremos de ansiedad.

Depresión: Inventario de depresión de Beck (Beck Depression Inventory-BDI: Beck, 1978; Beck, Steer y Harbin, 1988; adaptación española de Vázquez y Sanz, 1997). Escala de 21 ítems con respuesta 0 a 3 puntos y rango de puntuación de 0-63. su consistencia interna para poblaciones psiquiátricas y no psiquiátricas, α=.76 y α=.95 respectivamente (Beck, 1978; Beck, Steer y Harbin, 1988). Para este estudio, el valor fue α=.88. Los puntos de corte para el diagnóstico de depresión son: 0-9: ausencia de depresión, 10-18: depresión leve, 19-29: depresión moderada-severa y 30-63: depresión grave. Otro punto de corte recomendado, en particular en el caso de sujetos con dolor crónico, es = 21 (Geisser, Roth y Robinson, 1997; Hamilton y Shapiro, 1990).

 

Tabla 2. Instrumentos de evaluación.

HADA: subescala de Ansiedad del HAD; HADD: subescala de Depresión del HAD; STAI-E/R:
Cuestionario de Ansiedad-Estado de Spielberger (State Trait Anxiety Inventary; 1982); STAI-R:
Cuestionario de Ansiedad-Rasgo de Spielberger (State Trait Anxiety Inventary; 1982).

 

Procedimiento

Estudio descriptivo-correlacional de corte transversal en la unidad de fibromialgia del Hospital de San Vicente del Raspeig (Alicante). Tras la aprobación del proyecto por el comité de ética del hospital, durante 12 meses (mayo de 2011-mayo de 2012) se seleccionó a pacientes de nuevo ingreso. En la primera cita se informaba a los pacientes del objetivo, procedimiento y metodología del estudio firmando el consentimiento informado. Posteriormente se procedía a la administración de cuestionarios, que eran cumplimentados bajo supervisión de un psicólogo, con un tiempo que oscilaba entre 30-50 minutos.

Análisis de los datos

se utilizaron los paquetes estadísticos IBM SPSS v.19 y AMOS v.20. Cálculo de la consistencia interna con el coeficiente alfa de Cronbach y análisis de relaciones con el índice de correlación de Pearson. Análisis factorial confirmatorio (AMOS v.20) con estimación por máxima verosimilitud. se consideraron valores óptimos de los índices de ajuste: ji-cuadrado, la razón de j-cuadrado y los grados de libertad; GFI, índice de bondad de ajuste; AGFI, índice ajustado de bondad de ajuste; NFI, índice de ajuste normado; CFI, índice de ajuste comparado y RMSEA, error de aproximación cuadrático medio. (Byrne, 2010; García- Cueto, Gallo y Miranda, 1998) (ver Tabla 4). Puntos de corte, sensibilidad y especificidad se hallaron mediante curvas ROC, clasificando casos y no-casos según las puntuaciones de los criterios diagnósticos externos. se valoró valor predictivo positivo (VPP), valor predictivo negativo (NPV) e índice de eficacia diagnóstica (AC) (Álvarez, 2007). Claves de interpretación: a) AUC: Área bajo la curva. Proporción de casos diagnosticados por el criterio externo al azar, que también lo serían por la subescala HAD; b) sensibilidad: probabilidad de resultado positivo en el HAD de un paciente clasificado como "caso" en el criterio externo; c) Especificidad: probabilidad de resultado negativo en el HAD de un paciente clasificado como "no-caso" en el criterio externo; d) PPV: Probabilidad de padecer el trastorno un paciente clasificado como "caso" por el HAD; e) NPV: Probabilidad de no padecer la afectación un paciente clasificado como "no-caso" por el HAD; f) AC: proporción de casos correctamente clasificados (verdaderos positivos+verdaderos negativos) en el total de la muestra.

Resultados

La puntuación media para la subescala de depresión (HADD) fue de 10.7 (DT=4.6, rango: mín=1,máx=20). Para la subescala de ansiedad (HADA) fue 13.7 (DT= 4, Rango: mín=3, máx=21). Se obtuvieron correlaciones significativas entre las subescalas del HAD y todos los criterios (ver tabla 3).

 

Tabla 3. Estadísticos descriptivos y correlaciones.

BDI: Inventario de Depresión de Beck (Beck Depression Iventory, Beck, 1978); HADA:
Subescala de Ansiedad del HAD; HADD: Subescala de Depresión del HAD; HADT: Escala
de Ansiedad y Depresión Total; Mín.: Valor mínimo; Máx.: Valor Máximo; STAI-E:
Cuestionario de Ansiedad Estado de Spielberger (State Trait Anxiety Inventary; 1982).

 

Análisis factorial confirmatorio

Se comprobó la estructura factorial del HAD que definieron Zigmond y Snaith (1983). Teniendo en cuenta la sensibilidad de la prueba al tamaño muestral de x2, se recurre a x2/gl, obteniendo 1.87 (rango aceptable 1-3), mostrando un error cuadrático medio de aproximación razonable (RMSEA<.08) y un índice de incremento comparativo con buen ajuste a los datos (CFI>.95) (ver tabla 4).

 

Tabla 4. Índices de ajuste al modelo por el método de máxima verosimilitud.

GFI: índice de bondad de ajuste; AGFI: índice ajustado de bondad de ajuste; NFI: índice de
ajuste normado; CFI: índice de ajuste comparado; RMSEA: error de aproximación cuadrático.

 

Análisis de la consistencia interna

La consistencia interna de las escalas fue de α=.80 para la HADA y de α=.85 para la HADD. De la valoración psicométrica de sus ítems, todos mostraron correlación ítem-test (r>.40) (Tabla 5). Para la ansiedad (HADA), el ítem con más baja correlación es el ítem 11 (r=.45) y el de mayor correlación es el ítem 13 (r=.63). Para depresión (HADD), el ítem con menor correlación es el 8 (r=.45) y el ítem con mayor correlación el 12 (r=.78).

 

Tabla 5. Correlaciones ítem-total escalas del HAD.

α: Alfa de Cronbach; HADA: Subescala de Ansiedad; HADD: Subescala de Depresión.

 

Sensibilidad y especificidad para puntos de corte

En la subescala HADD con criterio externo BDI=10 (depresión leve) se obtiene un área bajo la curva AUC=.853, con puntos de corte de 7+ y 8+ con índices de sensibilidad (S) y Especificidad (E) superiores a 78%. Respecto al criterio BDI=19 (depresión moderada) se obtiene un AUC=.862 con punto de corte 10+ (S:81%, E:73%, PPV=80%,NPV=74%). Para el criterio BDI=21 (criterio dolor crónico) se obtiene un área bajo la curva AUC=.837 con punto de corte de 11+ (S:78%, E:71%) y 12+ (S:73%, E:75%, PPV=70%, NPV=77%). En cuanto al criterio BDI>30 (depresión grave), con AUC=.808, el punto de corte 13+ presenta S:76% y E:73%.

Para la subescala HADA y criterio STAI-E (percentil 75), AUC=.858, el punto de corte 12+ muestra una S:80% y E:68% (PPV:91, NPV:45). El punto de corte para el percentil 90 es de 16+ (AUC=.755, S:72%, E:68%)

En las tablas 6 y 7 se presentan los valores de AUC, sensibilidad y especificidad, los valores predictivos positivo y negativo, y la eficacia diagnóstica para cada criterio.

 

Tabla 6. Puntos de corte, sensibilidad y especificidad para cada criterio diagnóstico.
Subescala Depresión.

AC: Accuracy Index (efectividad diagnóstica); AUC: Área Bajo la Curva; BDI: Inventario de
Depresión de Beck (Beck Depression Inventory; 1978); E: Especificidad; HAD: Escala de
Ansiedad y Depresión Hospitalaria de Zigmond y Snaith (Hospital Anxiety and Depression;
1983); HADA: subescala de Ansiedad del HAD; HADD: subescala de Depresión del HAD;
NPV: Valor Predictivo Negativo; PPV: Valor Predictivo Positivo; s: sensibilidad.

 

Tabla 7. Puntos de corte, sensibilidad y especificidad para cada criterio diagnóstico.
Subescala Ansiedad.

AC: Accuracy Index (efectividad diagnóstica); AUC: Area Bajo la Curva; E: Especificidad;
HAD: Escala de Ansiedad y Depresión Hospitalaria de Zigmond y Snaith (Hospital Anxiety and
Depression; 1983); HADA: subescala de Ansiedad del HAD; HADD: subescala de Depresión
del HAD; NPV: Valor Predictivo Negativo; PPV: Valor Predictivo Positivo; s: sensibilidad; STAI-E:
Cuestionario de Ansiedad-Estado de Spielberger (State Trait Anxiety Inventary; 1970).

 

Figura 1. Modelo AFC bifactorial.

 

Frecuencias y distribución de la muestra según puntos de corte. Prevalencia de ansiedad y depresión

Se comparó la distribución de frecuencias de nuestra muestra según los puntos de corte originales de Zigmond y Snaith y los obtenidos en este estudio (ver tablas 8-9).

 

Tabla 8. Comparativa de la prevalencia depresión (puntos de corte originales-puntos de
corte de muestra fibromiálgica).

 

Tabla 9. Comparativa de la prevalencia ansiedad (puntos de corte originales-puntos de
corte de muestra fibromiálgica).

 

En la subescala de depresión (HADD), siguiendo los puntos de corte propuestos por los autores originales, la muestra se distribuiría en 27.5% no caso, 21.4% posible caso y 51.1% caso. Según los puntos de corte de este estudio, un 21.4% sería no caso, un 20.6% depresión leve (o posible caso) y un 58% se considera como caso clasificado según gravedad del trastorno (ver tabla 8).

Para la subescala de ansiedad (HADA), la distribución de frecuencias para los puntos de corte originales es la siguiente: 6.9% no caso, 16.6% posible caso y 76.5% caso, frente a la distribución según los puntos de corte hallados en este estudio que es 29% no caso y 71% caso (en distintos niveles de gravedad de ansiedad) (ver tabla 9).

Discusión

En población española, algunos estudios ya han comprobado el rendimiento, las propiedades psicométricas y los puntos de corte del HAD en enfermos físicos (Costa et al., 2009; Herrero et al., 2003; López-Roig et al., 2000). En FM, sólo en dos trabajos se evalúa el HAD, no llegando a analizar los puntos de corte óptimos para su uso en esta población (Luciano et al., 2013; Vallejo, Rivera, Esteve-Vives y Rodríguez-Muñoz, 2012). Sin embargo, el HAD es de gran interés para el caso de la FM, por la recomendación de la SER y por considerarse el "gold standard" para evaluar la depresión en estas pacientes (Boomershine, 2012; Luciano et al., 2013). Por todo ello, este estudio cobra especial relevancia, pues a los resultados de las propiedades psicométricas del HAD, se añade el análisis de su sensibilidad y especificidad, orientando así su aplicación y uso clínico en pacientes con FM.

En el caso de nuestras pacientes, la prevalencia de ansiedad y depresión es superior a un 70% y un 50% respectivamente, según nuestros puntos de corte (HADD≥10+/12+; HADA≥12+) (tablas 8 y 9). Este resultado coincide con lo referido en la literatura acerca de la presencia de estos trastornos en FM (Bennett, 2002; Epstein et al., 1999; González, Elorza y Failde, 2010; Revuelta, Segura y Paulino, 2010; entre otros. Estas pacientes suelen mostrar medias más elevadas en el HAD que las de otros enfermos físicos (Bambauer, Locke, Aupont, Mullan y McLaughlin, 2005; Cooper-Evans, Alderman, Kinht y Oddy, 2008; López-Roig et al., 2000; Montazeri, Vahdaninia, Ebrahimi y Jarvandi, 2003; Rodríguez-Blazquez et al., 2009; Singer et al., 2009; entre otros) se acercan a las aportadas en dolor crónico (Keeky et al., 2008; Pallant y Bailey, 2005; Thomas et al., 2010; Wong et al., 2010; entre otros) y son similares a las de otras muestras con síndrome de Fatiga Crónica (SFC) (Cella, Chalder y White, 2011; Crawley et al., 2013; Ledingham, Doherty y Doherty, 1993; Ray, Jefferies y Weir, 1995). La literatura aporta puntuaciones medias en el HAD para FM que oscilan en torno a 9-12 para ansiedad y 8-10 para depresión (rangos: 0-21) (Miró, Diener, Martínez, Sánchez y Valenza, 2014; Rodríguez-Muñoz, 2012; Scheafer et al., 2011; Nam, Tin, Bain, Thorne y Ginsburg, 2013; Vallejo et al., 2012). En concreto, nuestras medias de ansiedad y depresión con población española de FM se acercan a las de Vallejo et al. (2012) y Rodríguez-Muñoz (2012), siendo ambas más elevadas que las aportadas por Luciano et al. (2013).

Una posible explicación a estos resultados residiría, por un lado, en la propia enfermedad con dolor crónico y en las particularidades de la FM, y por otro lado, en el nivel asistencial del que proceden estas muestras de estudio. Así, las pacientes con FM, además de dolor generalizado, sufren un síndrome "multisintomático" con diagnóstico demorado, ineficacia de tratamientos, estrés crónico, incomprensión familiar y social, entre otros (Peñacoba, 2009; Revuelta, Segura y Paulino, 2010; Ubago, Ruiz, Bermejo, Olry y Plazaola, 2005). Todo ello deriva en un circuito asistencial y profesional marcado por la incertidumbre, el empeoramiento, y las pruebas o tratamientos que no logran solucionar su problema, lo que agravaría aún más su malestar psicológico (Peñacoba, 2009; Revuelta, Segura y Paulino, 2010). Podríamos decir que estas características de la FM, finalmente, "acompañan y propician" las respuestas de ansiedad y depresión más elevadas que se suelen mostrar, sobre todo en los niveles especializados donde las pacientes llegan como último recurso. Éste sería el caso de nuestro trabajo, el de Vallejo et al. (2012) o Miró et al. (2014), que realizados en centros asistenciales de fibromialgia o reumatología presentan respuestas de ansiedad y depresión más elevadas que los llevados a cabo en atención primaria (Luciano et al., 2013; Schaefer et al., 2011). El caso de las pacientes atendidas en los últimos niveles asistenciales o especializados, supone "a priori" una mayor problemática y gravedad asociada a su enfermedad y, como consecuencia, parecen esperables mayores niveles de ansiedad y depresión.

En este trabajo confirmamos la estructura factorial original del HAD (Zigmond y Snaith, 1983) en FM, al igual que Luciano et al. (2013), Vallejo et al. (2012) y otros trabajos realizados con diferentes enfermedades físicas en población española (Costa et al., 2009; Herrero et al., 2003; López-Roig et al., 2000). Además, la consistencia interna de las subescalas del HAD son superiores a .80 (HADA α= .80, HADD α=.85) en la línea de lo referido en la literatura (Bedford, Pauw y Grant, 1997; Constantini et al., 1999; Costa et al., 2009; Chivite et al., 2007; Herrero et al., 2003; Herrmann, 1997; López-Roig et al., 2000; Quintana et al., 2003; Rodríguez-Blázquez et al., 2009; Tejero et al., 1986; Vallejo et al., 2012; entre otros). En población española, la consistencia de la subescala HADA varía desde .74 (Monsalve et al., 2001) en pacientes ambulatorios de dolor crónico a .86 (Quintana et al., 2003) en una muestra mixta de enfermos crónicos y sanos. Para la subescala HADD se muestran valores entre .71 (Terol et al., 2007) en población sana y .87 (López-Roig et al., 2000) en población oncológica. En el caso del estudio con FM de Vallejo et al. (2012), su consistencia interna también es superior a .80 en ambas subescalas, y al igual que en nuestro caso, ligeramente inferior en ansiedad (de .83, frente a .87 en depresión). Por su parte, las correlaciones ítem-test, similares para ambas subescalas, presentan valores semejantes a las de los trabajos de De las Cuevas et al. (1995), Terol et al. (2007) y Rodríguez-Blázquez et al. (2009). En nuestro estudio, los ítems 8 ("Me siento lento/a y torpe") y 11 ("Me siento inquieto/a como si no pudiera parar de moverme") fueron los de menor correlación ítem-test y carga factorial. A este respecto, una revisión de 15 estudios del HAD en muestra española (Terol, Cabrera y Martín-Aragón, 2015) mostró en cinco de ellos al ítem 8 como el de menor correlación, y en ocho trabajos fue el de menor carga factorial (Chivite et al., 2007; Herrero, et al., 2003; Monsalve et al., 2001; Quintana, et al., 2003; Rodríguez-Blázquez et al., 2009; Terol et al., 2007). Este análisis de ítems animaría a reevaluarlos más en detalle, con el objetivo de -si fuera posible- abreviar y optimizar aún más la aplicación del HAD en contextos de salud. sin embargo, para algunos autores no deberíamos omitir ningún ítem, abogando por la complementariedad de sus subescalas (Luciano et al., 2013; Mitchell, Meader y Symonds, 2010; Norton, Cosco, Doyle, Done y Sacker, 2012; Sultan et al., 2010). Consideran que en la práctica clínica, la ansiedad podría ser un aspecto central de la depresión, por lo que el cómputo de ambas subescalas da sentido a un constructo más amplio; el "distrés psicológico" en el contexto del paciente crónico.

Los puntos de corte referidos como "óptimos" son los que muestran el mejor compromiso sensibilidad-especificidad y valores de predicción que avalan la capacidad diagnóstica de la prueba (Argimón y Jiménez, 2000; Burgueño, García-Bastos y González-Buitrago, 1995). Conforme a esto, para la subescala HADD sería el 10+ para depresión moderada y el 12+ para dolor crónico, según criterio del BDI. Éstos reflejan el mejor balance, mostrando valores superiores o cercanos al 70% en sensibilidad y especificidad y en todos los valores predictivos (AC, PPV, NPV). Respecto del resto de puntos de corte HADD-BDI, se obtienen buenos índices de sensibilidad, especificidad y efectividad diagnóstica (AC), pero varían los valores predictivos positivos y negativos. En la subescala del HADA sería el punto de corte 12+, del percentil 75 (ansiedad clínicamente significativa), el que obtiene mejor índice pronóstico, con sensibilidad de 80%, especificidad del 68% y eficacia diagnóstica del 78% (PPV=91%; NPV=45%).

Un aspecto que cabe abordar aquí es la variabilidad de los puntos de corte del HAD, a través de distintos estudios. Esto ha fomentado en ocasiones el debate y la controversia acerca de la utilidad y eficacia del HAD, de sus subescalas y de su uso como escala global de distrés psicológico (Brennan et al., 2010; Coyne y Van Sonderen, 2012; Mitchell, Meader y Symonds, 2010; Norton, Cosco, Doyle, Done y Sacker, 2012). Probablemente, esta variabilidad de puntos de corte del HAD tiene que ver fundamentalmente con dos aspectos: 1) los instrumentos criterio, representatividad de los componentes de depresión y/o ansiedad evaluados (cognitivos y/o afectivos, o incluso comportamentales) y teorías que respaldan estos constructos, y 2) la heterogeneidad de las muestras de estudio. Así, por ejemplo, los criterios BDI y CES-D utilizados en diferentes estudios, aún compartiendo algunos síntomas, medirían distintos aspectos de la depresión (Skorikov y Van der Voort, 2003). Entre sus diferencias, mientras el BDI tiene mayor peso cognitivo, el CES-D se inclina hacia el componente afectivo de la depresión (Gempp, Avendaño y Muñoz, 2004; Sultan et al., 2010). Por su parte, en el BDI o el STAI, una mayor presencia de ítems somáticos (fatiga, alteraciones del sueño, entre otros) podría "sobreestimar" la sintomatología ansiosa-depresiva, y en consecuencia, elevar los puntos de corte del HAD (Comeche, Ortega, Rodríguez-Muñoz, Díaz y Vallejo, 2012). sin embargo, en nuestra opinión, en FM este "solapamiento" diagnóstico aporta información de la propia realidad de las pacientes. Y quizás no podamos, pero tampoco debamos, desvincular la sintomatología físico-psicológica, ya que con ella como un "todo" hemos de trabajar y/o intervenir clínicamente en FM.

Respecto de la heterogeneidad muestral con el HAD, comparando nuestros puntos de corte con los obtenidos por Costa et al. (2009) y López-Roig et al. (2000) en oncología y Herrero et al. (2003), éstos oscilan entre 8+-9+ para el HADA y entre 3+-5+ para el HADD, frente a 12+ para nuestra subescala de ansiedad, y de 10+ ó 12+ para depresión. Esta diferencia se explicaría desde la prevalencia de sintomatología ansioso-depresiva en ellas, pues en otros enfermos físicos e incluso oncológicos no es tan elevada (Costa et al., 2009; Fernández et al., 2006; López-Roig et al., 2000; Singer et al., 2009). sin embargo, en el caso de FM, como ya hemos comentado, sí lo es y se acerca a la del síndrome de Fatiga Crónica (SFC) (Ledingham, Doherty y Doherty, 1993; Ray, Jefferies y Weir, 1995; entre otros), patología con la que comparte mecanismos fisiopatológicos, síntomas y consecuencias emocionales, entre otros. De hecho, pacientes de SFC también obtienen puntos de corte para HADD en torno a 10+ (S:92%, E:71%) (Morris y Wearden, 1998; y Henderson y Tannock, 2005). Por otro lado, y siguiendo con la heterogeneidad muestral, sociodemográfica en este caso, en nuestro trabajo el total de participantes con FM son mujeres. Otros trabajos incluyen un mínimo porcentaje de hombres que, sin embargo, introducen ciertas variaciones en las medias y puntos de corte hallados, lo que debe tenerse en cuenta a la hora de extrapolar los resultados de las investigaciones con FM (Cabrera et al., 2012).

A modo de resumen, se destaca que nuestras elevadas medias de FM en ansiedad y depresión y puntos de corte propuestos son similares a los de otros estudios específicos con FM, o patologías afines como SFC. Los "casos" encontrados comparten el mismo rango originalmente propuesto por Zigmond y Snaith, lo que hace que, de entre los estudios realizados con una muestra española de enfermos físicos, el nuestro sea el más cercano al original (Costa et al., 2009; López-Roig et al., 2000; Herrero et al., 2003).

De los análisis de sensibilidad y especificidad con curvas ROC, se muestra un HAD útil para el diagnóstico de ansiedad y depresión en FM. En ambas subescalas, los datos de las AUC son idóneos, por encima del 75%, lo que significaría que un paciente seleccionado aleatoriamente como caso por cualquiera de los criterios externos, lo sería también en el HAD más de un 75% de las veces.

En relación a los instrumentos criterio (BDI, STAI-E), sería deseable complementarlos con criterios DSM y mediante entrevista clínica pero, ciertamente, parece poco viable pues en contextos clínicos es prioritario aplicar procedimientos con el menor coste posible, rápidos y eficaces en el diagnóstico, sin sobrecargar la dinámica del servicio de salud o unidad, ni someter al paciente a pruebas, visitas y tratamientos que pueden percibirse como infructuosos, más aun en patologías crónicas como la FM.

Respecto a la validez externa de los resultados, un aspecto a considerar para futuras investigaciones es contrastar resultados en el HAD con submuestras representativas que permitan comparar entre variables sociodemográficas y clínicas determinadas (género, grupos de edad, asistencia especializada vs. primaria, entre otras). Es necesario el cálculo de puntos de corte en atención primaria con pacientes de FM que no han llegado a unidades del dolor o fibromialgia, de diagnóstico reciente o de distinta tipología. Esto permitiría evaluar en qué medida la cronicidad o gravedad, alto estrés, incertidumbre y síntomas de ansiedad y depresión por un tratamiento prolongado o un diagnóstico demorado en el tiempo "sesga" la evaluación de la población general de FM (Bennet, 2002; Peñacoba, 2009).

Para terminar, nuestros resultados siguen la línea de los encontrados con el HAD en otros trabajos, lo que consolida su consistencia y validez para evaluar y diagnosticar ansiedad y depresión también en pacientes con FM. El alto porcentaje de coincidencia entre casos identificados por el HAD en relación con otros instrumentos con mayor tradición como BDI o STAI y las buenas propiedades psicométricas mostradas, nos hace valorar su idoneidad para la población estudiada. La coherencia al describir la prevalencia de ansiedad y depresión (ver tablas 8 y 9), comparando los puntos de corte del estudio y los originales (Zigmond y Snaith, 1983), apuntan también en la dirección del HAD como un buen instrumento para FM. Pero además, la brevedad y aceptación del instrumento, el mostrarse fiable y válido manteniendo su estructura factorial original, y la recomendación de la SER lo hacen imprescindible en el contexto de la FM. En este trabajo se sugieren puntos de corte para cada subescala (ver tablas 6 y 7), pero conviene recordar que el HAD ha demostrado su utilidad con el uso de su puntuación total en diferentes muestras (Brennan et al., 2010; Cosco, Doyle, Ward y McGee, 2011) y recientemente también en FM (Luciano et al., 2013). La posibilidad de valorar globalmente el distrés psicológico, junto al recurso de sus subescalas específicas, en nuestra opinión añade versatilidad permitiendo ajustar los intereses y objetivos de la evaluación clínica (Terol et al., 2007).

 

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(Rec: 31 marzo 2014 / Acept: 24 julio 2015)

* Correspondencia: Víctor Cabrera Perona. E-mail: vcabrera@umh.es, Dpto. de Psicología de la salud. Campus de san Juan, Universidad Miguel Hernández de Elche. 03550 San Juan (Alicante, España). Tfno: 96.542.97.25.

Agradecimientos: Este estudio forma parte del Programa de Formación de Profesorado Universitario FPU. Convocatoria 2010. Ministerio de Educación. Referencia: AP2010-1870.

 

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