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Vol. 33. Núm. 2.Marzo 2018
Páginas 71-140
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Vol. 33. Núm. 2.Marzo 2018
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CARTA AL EDITOR
DOI: 10.1016/j.nrl.2016.02.022
Open Access
Reporte de las diferencias confiables en el perfil del ACE-III
A report of reliable differences in the profile of the ACE-III
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S.A. Dominguez-Lara
Autor para correspondencia
Universidad de San Martín de Porres, Lima, Perú
Contenido relaccionado
Neurologia 2018;33:14010.1016/j.nrl.2016.06.014
J.A. Matías-Guiu, R. Fernández-Bobadilla, A. Cortés-Martínez
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Tabla 1. Confiabilidad de las diferencias para los subtest del ACE-III
Sr. Editor:
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En una publicación reciente, Matias-Guiu et al.1 analizaron las propiedades métricas del Addenbrooke's Cognitive Examination III (ACE-III) para el diagnóstico de demencia. En dicho estudio se reportaron indicadores adecuados como, por ejemplo, una confiabilidad de los puntajes e interevaluadores elevadas (> 0,90), adecuadas sensibilidad y especificidad, y correlación alta con un criterio externo (MMSE). Sin embargo, los análisis principales en cuestión se focalizaron en la puntuación total del ACE-III, dejando de lado análisis complementarios de sus subtest: Atención (A), Memoria (M), Fluencia (F), Lenguaje (L) y Visuoespacial (V). Debe considerarse que estos subtest configurarán un perfil que será analizado a fin de conocer los puntos fuertes y débiles del evaluado previo a la elaboración del plan de intervención personalizado.

Al aplicar el ACE-III en la práctica profesional, se observarán diferencias entre los puntajes de los subtest del ACE-III de cada persona y la confiabilidad de esas diferencias debe ser analizada. En cuanto al estudio de Matias-Guiu et al., aquello no fue evaluado, por lo cual no podrá determinarse si la configuración de un perfil está influida en mayor medida por el error de medición. Para llenar ese vacío, en el ámbito de la medición se ha propuesto una expresión matemática2 útil para los casos de 2 puntajes:

En esa expresión, DE1, DE2, ρ1, y ρ2 son las desviaciones estándar (DE) y coeficientes de confiabilidad (normalmente el coeficiente α3) del subtest 1 y 2, respectivamente, y ρ12 es la correlación entre ambos subtest. La información brindada (0 ≤ ρd 1) indica el porcentaje de variabilidad que corresponde a la varianza verdadera, y si esta es elevada, se puede decir que el error de medición no ha influido decisivamente en las diferencias.

Los autores únicamente reportaron las DE de cada subtest en su tabla 1 y se omitió el reporte de los coeficientes α de estos y la correlación entre los subtest. A modo de ejemplo, con análisis complementarios a través del uso de datos ficticios podría brindarse un panorama acerca del ACE-III. Para comenzar, a fin de estimar los coeficientes α de cada subtest, se calculó la correlación interítem promedio para la escala total (rij) a partir de la siguiente expresión numérica para hallar el coeficiente α (k es el número de ítems)4.

Tabla 1.

Confiabilidad de las diferencias para los subtest del ACE-III

Subtest  Confiabilidad de las diferencias 
Atención-Memoria  0,442 
Atención-Fluencia  0,459 
Atención-Lenguaje  0,463 
Atención-Visuoespacial  0,535 
Memoria-Fluencia  0,519 
Memoria-Lenguaje  0,541 
Memoria-Visuoespacial  0,606 
Fluencia-Lenguaje  0,443 
Fluencia-Visuoespacial  0,307 
Lenguaje-Visuoespacial  0,580 

Posteriormente se calculó el α para cada subtest asumiendo que es el rij es similar entre todas las subescalas. El resultado indica que la correlación interítem promedio es 0,128, valor de magnitud baja5. A partir de ese dato, los coeficientes α para A, M, F, L y V fueron de 0,685, 0,762, 0,625, 0,762 y 0,658. Suponiendo que los datos usados para el cálculo de la confiabilidad de sus puntajes fueran verdaderos, los puntajes de los subtest no podrían considerarse como parte del proceso de toma de decisiones clínicas debido a la magnitud de los coeficientes de confiabilidad (α < 0,90)6. Con respecto a las correlaciones, dado que no se reportaron, se asume ρxy = 0,50. Finalmente, para el ejemplo se tomaron las DE del grupo control sano de 65 años o más. Entonces, con todos los datos disponibles, se calcularon las posibles diferencias entre los puntajes de subtest.

A partir de los resultados de la tabla 1, puede concluirse que la confiabilidad de las diferencias halladas entre las subescalas es baja y en ese caso más vale evitar los juicios clínicos en el análisis de un perfil de evaluación. Evidentemente, esto es solo para demostrar el método, ya que buena parte de los insumos fueron ficticios; no obstante, queda en Matias-Guiu et al. realizar los análisis con sus datos a fin de brindar mayores evidencias para el uso del ACE-III en el contexto de evaluación clínica.

Financiación

No se recibió financiación.

Conflicto de intereses

El autor declara no tener conflicto de intereses con el desarrollo del manuscrito.

Bibliografía
[1]
J.A. Matias-Guiu,R. Fernández de Bobadilla,G. Escuderoa,J. Pérez-Pérez,A. Cortés,E. Morenas-Rodríguez
Validación de la versión española del test Addenbrooke's Cognitive Examination III para el diagnóstico de demencia
Neurología, 30 (2015), pp. 545-551 http://dx.doi.org/10.1016/j.nrl.2014.05.004
[2]
J. Muñiz
Teoría clásica de los test
Pirámide, (2003)
[3]
L.J. Cronbach
Coefficient alpha and the internal structure of tests
Psychometrika., 16 (1951), pp. 297-334
[4]
P. Pascual-Ferrá,M.J. Beatty
Correcting internal consistency estimates inflated by correlated item errors
Commun Res Rep, 32 (2015), pp. 347-352
[5]
L.A. Clark,D. Watson
Constructing validity: Basic issues in objective scale development
Psychol Assess, 7 (1995), pp. 309-319
[6]
C. Merino,J. Navarro,W. García
Revisión de la consistencia interna del Inventario de Inteligencia Emcional de Bar-On, EQ-I: YV
Rev Per Psico Trab Soc, 3 (2014), pp. 141-154

El manuscrito no ha sido presentado previamente en ningún evento.

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