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Validez discriminante y concordancia interobservador de 2 métodos de puntuación del test del reloj
Discriminant validity and inter-rater concordance of two scoring systems for the clock test
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Teodoro del Sera,
Autor para correspondencia
teodorodelser@gmail.com

Autor para correspondencia.
, Belén Fradesa, Meritxell Valentí-Solera, María Ascensión Zea-Sevillaa, Elizabeth Valeriano-Lorenzob, Cristóbal Carnero-Pardob
a Unidad de Investigación Enfermedad de Alzheimer, Fundación CIEN. Instituto de Salud Carlos III, Madrid, España
b FIDYAN Neurocenter, Granada, España
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Figuras (2)
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Tabla 1. Datos demográficos y puntuaciones de los dibujos
Tabla 2. Relaciones entre las variables demográficas y las puntuaciones en el test del reloj
Tabla 3. Validez discriminante de los dos métodos de puntuación del TdR
Tabla 4. Parámetros métricos de los 2 métodos de puntuación del test del reloj
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Resumen
Objetivos

Comparar la validez discriminante y la fiabilidad interobservador de los 2 métodos de corrección del test del reloj más usados en España.

Metodología

Se han evaluado 2 colecciones de dibujos del reloj obtenidos en un contexto clínico (116 casos; 56,8% mujeres, edad media 73,1±7,7 años) y en una cohorte de voluntarios (2.039 dibujos de 579 sujetos; 59,5% mujeres, edad media 78,3±3,8 años). Todos los sujetos fueron clasificados como sin deterioro cognitivo (DC) o con deterioro cognitivo (DC+) tras una extensa evaluación clínica y neuropsicológica. Evaluadores expertos han valorado estos dibujos de forma independiente y sin conocimiento del diagnóstico con los métodos de Sunderland y Solomon estandarizados en español por Cacho (rango: 0 a 10) y del Ser (rango: 0 a 7), respectivamente. Se ha calculado la validez discriminante de cada método mediante el área bajo la curva ROC (aROC) en las 2 muestras, y la fiabilidad interobservador mediante el coeficiente de correlación intraclase (CCI) y el coeficiente kappa en la muestra clínica que fue valorada por los 2 evaluadores.

Resultados

No hay diferencias significativas en la validez discriminante de los métodos de Sunderland y Solomon en ninguna de las muestras (clínica: aROC: 0,73 [IC 95%: 0,64-0,81] y 0,77 [IC 95%: 0,69-0,85], respectivamente, p=0,19; voluntarios: aROC: 0,69 [IC 95%: 0,67-0,71] y 0,72 [IC 95%: 0,69-0,73], respectivamente, p=0,08). Los puntos de corte ≤8 y ≤5 clasifican correctamente al 71 y 73% de la muestra clínica y al 82 y 84% de la muestra de voluntarios, respectivamente. Los 2 métodos tienen una buena concordancia en la muestra clínica (Sunderland: CCI: 0,90 [IC 95%: 0,81-0,93]; kappa: 0,76 [IC 95%: 0,70-0,83]; Solomon: 0,92 [IC 95%: 0,88-0,95] y 0,77 [IC 95%: 0,71-0,83], respectivamente), algo mayor en el segundo, aunque las diferencias no son significativas.

Conclusiones

La validez discriminante y la fiabilidad interobservador de estos 2 métodos de corrección del test del reloj son similares. El método de Solomon, más breve y sencillo, puede ser más aconsejable en términos pragmáticos.

Palabras clave:
Test del reloj
Evaluación cognitiva
Diagnóstico
Deterioro cognitivo
Abstract
Objective

To compare the discriminant validity and inter-rater reliability of the two scoring systems for the Clock test that are most used in Spain.

Methodology

Two collections of clock drawings obtained in a clinical context (116 cases; 56.8% women, mean age 73.1±7.7 years) and in a cohort of volunteers (2039 drawings of 579 subjects; 59.5% women, mean age 78.3±3.8 years) have been assessed. All subjects were classified as cognitively normal (CN) or cognitively impaired (CI) after extensive clinical and neuropsychological evaluation. Expert raters have evaluated these drawings independently and without knowledge of the diagnosis using the Sunderland and Solomon systems standardized in Spanish by Cacho (range 0 to 10) and del Ser (range 0 to 7) respectively. The discriminant validity of each method was calculated in the two samples using the area under the ROC curve (aROC), and the inter-rater reliability was calculated in the clinical sample, that was assessed by the two evaluators, using the intraclass correlation coefficient (ICC) and the kappa coefficient.

Results

There are no significant differences in the discriminant validity of the Sunderland and Solomon systems in any of the samples (clinical: aROC 0.73 [CI95%: 0.64-0.81] and 0.77 [CI95%: 0.69-0.85] respectively, P=.19; volunteers: aROC 0.69 [CI95%: 0.67-0.71] and 0.72 [CI95%: 0.69-0.73] respectively, P=.08). The cut-off points ≤8 and ≤5 correctly classify 71% and 73% of the clinical sample and 82% and 84% of the volunteer sample, respectively. Both systems have good agreement in the clinical sample (Sunderland: ICC 0.90 [CI95%: 0.81-0.93], kappa 0.76 [CI95%: 0.70-0.83]; Solomon: 0.92 [CI95%: 0.88-0.95] and 0.77 [CI95%: 0.71-0.83] respectively), somewhat higher in the second, although the differences are not significant.

Conclusions

The discriminant validity and inter-observer reliability of these two Clock Test correction systems are similar. Solomon's method, shorter and simpler, may be more advisable in pragmatic terms.

Keywords:
Clock test
Cognitive assessment
Diagnosis
Cognitive impairment
Texto completo
Introducción

El test del reloj (TdR) fue diseñado inicialmente para evaluar la función visoespacial1, pero se ha convertido en uno de los test cognitivos de cribado más utilizados, tanto de forma individual2 como integrado en otros instrumentos como el Mini-Cog3, el MoCA4, el test de los 7 min5, el Rapid Cognitive Screen6 o el Addenbrooke Cognitive Examination III7.

El TdR es breve, simple, y tiene buena fiabilidad interobservador8,9. También tiene buena sensibilidad para detectar el deterioro cognitivo (DC)10, ya que exige el concurso de múltiples funciones cognitivas como atención, comprensión verbal, memoria visual, habilidad visoespacial, programación motora, abstracción y respuesta inhibitoria1,2. No está exento de inconvenientes, especialmente en la evaluación de personas mayores, analfabetas o escasamente escolarizadas, ya que requiere unaa destreza grafomotora y está influido por la edad y el nivel educativo8,10–12. Tiene un buen rendimiento en la discriminación de los casos con demencia frente a controles, pero mucho menor en la diferenciación de los casos con deterioro cognitivo ligero13.

Se han propuesto numerosos métodos de puntuación para el TdR, tanto cuantitativos como cualitativos9,14, sin que ninguno haya demostrado una utilidad sustancialmente mayor9,14–17. En España se han validado y estandarizado 2 métodos de puntuación del TdR2,18–20. Ambos métodos son cuantitativos, pero dan puntuaciones diferentes a los elementos del dibujo. El primero de ellos2,18 utiliza unos criterios similares a los de Sunderland et al.21 y Rouleau et al.22 y una escala de 0 a 10. El segundo19,20, incorporado por Solomon en el test de los 7min5,20, es una versión abreviada del método de Freedmanet al.23 y utiliza una escala de 0 a 7. No existe por el momento ninguna comparación de las cualidades psicométricas de estos 2 métodos de corrección que permita hacer una elección razonada entre ellos.

El objetivo de este estudio es evaluar un gran número de dibujos del TdR mediante estos 2 métodos de puntuación y calcular la validez discriminante y la concordancia interobservador de cada uno de ellos para comparar su utilidad clínica en el cribado de deterioro cognitivo.

MetodologíaParticipantes

Se han evaluado 2 colecciones de dibujos del TdR. La primera de ellas incluye 116 dibujos obtenidos en 52 pacientes de la consulta de CC y 64 sujetos de un estudio clínico caso control24). Los sujetos fueron reclutados durante la evaluación clínica de un posible DC. La segunda incluye 2.039 dibujos realizados por 579 voluntarios, mayores de 69 años, reclutados en el proyecto Vallecas, un estudio longitudinal de los determinantes del deterioro cognitivo en una cohorte de personas mayores25.

Procedimientos

En todos los sujetos se realizó un examen clínico y neurológico, y una extensa evaluación neuropsicológica. Tras ello fueron clasificados como sin deterioro cognitivo (DC) o con DC+ según criterios estándares de deterioro cognitivo ligero26 y demencia27 en los que la puntuación en el TdR no fue tenida en cuenta. En la mayoría de los sujetos el DC era de probable origen neurodegenerativo, pero no se han utilizado marcadores diagnósticos y no se ha considerado la etiología en el análisis.

Todos los individuos cuya información clínica y dibujos del reloj han sido analizados en este estudio habían proporcionado el consentimiento informado para usar sus datos anonimizados en investigación clínica. El proyecto Vallecas fue aprobado por el Comité Ético del Instituto de Salud Carlos III.

Dos profesionales expertos examinaron los dibujos de forma independiente y sin conocimiento del diagnóstico. La colección clínica fue evaluada y puntuada por ambos evaluadores con los métodos de Sunderland y de Solomon; la colección de voluntarios fue evaluada con un solo método por cada uno de ellos. En todos los casos se siguieron los criterios de estandarización en español18,19.

El método de Sunderland valora en una escala de 0 a 10 la esfera (0 a 2 puntos), la presencia y secuencia de los números (0 a 4 puntos) y la presencia y ubicación de las manecillas (0 a 4 puntos). El método de Solomon valora en una escala de 0 a 7 la presencia y disposición de los números (0 a 3 puntos) y de las manecillas (0 a 4 puntos).

Variables

Se han recogido para este estudio las variables demográficas edad, sexo y nivel educativo (<estudios primarios, estudios primarios hasta los 10 años y >estudios primarios), así como las puntuaciones de cada dibujo obtenidas con cada uno de los 2 métodos.

Análisis de datos

Se han comparado las variables demográficas y las puntuaciones de los sujetos con DC+ y DC mediante la t de Student para las variables continuas y el χ2 para las variables categoriales. Se ha estimado la relación entre las puntuaciones obtenidas en el TdR con los 2 métodos mediante el estadístico r de Pearson. La relación de las variables demográficas con las puntuaciones en el TdR se ha examinado mediante análisis de regresión lineal múltiple.

La validez discriminante de cada uno de los métodos de puntuación del TdR se ha calculado mediante el área bajo la curva ROC (aROC). La comparación entre las curvas se ha realizado por el método de Hanley y McNeil28. En ambas muestras se han calculado además, la sensibilidad, la especificidad, el cociente de probabilidad positivo y el porcentaje de clasificaciones correctas. Para estos cálculos se han utilizado los puntos de corte habitualmente aceptados en la clínica: ≤8 en el método Sunderland y ≤5 en el método Solomon, pero se han explorado también otros puntos de corte. La fiabilidad interobservador se ha analizado mediante los coeficientes de correlación intraclase (CCI) y el coeficiente kappa en los 116 casos de la muestra clínica que fueron valorados por los 2 evaluadores.

Los cálculos se han llevado a cabo con el programa SPSS® 1929; en los resultados se ha considerado un error alfa del 5% bilateral o un intervalo de confianza del 95%.

Resultados

La mayoría de los sujetos estudiados son mayores de 60 años. La edad es ligera y significativamente mayor en los sujetos con DC+ solo en la muestra de voluntarios; no hay diferencias por sexo, y el nivel educativo de los sujetos con DC+ es significativamente inferior en ambas muestras (tabla 1).

Tabla 1.

Datos demográficos y puntuaciones de los dibujos

  Muestra de voluntariosa (n=2.039)Muestra clínicaa (n=116)
  No DC  DC  Valor de p  No DC  DC  Valor de p 
N.°  1.808 (88,7%)  231 (11,3%)    42 (36,2%)  74 (63,8%)   
Edad (años)  78,1±3,7 [69-89]  79,3±4,3 [71-92]  **  73,4±1,1 [61-86]  72,9±0,9 [49-88]  ns 
Sexo (mujer)  1.076 (59,5%)  151 (65,4%)  ns  22 (52,4%)  42 (56,8%)  ns 
Estudios    **      * 
  262 (14,5%)  40 (17,3%)    14 (33,3%)  18 (24,3%)   
Primarios  527 (29,1%)  97 (42,0%)    8 (19,0%)  33 (44,6%)   
>Primarios  1.019 (56,4%)  94 (40,7%)    20 (47,6%)  23 (31,1%)   
Sunderland  9,6±0,9 [1-10]  8,4±2,1 [1-10]  **  8,0±2,0 [2-10]  6,0± 2,6 [1-10]  ** 
Solomon  6,6±0,8 [1-7]  5,4± 1,7 [0-7]  **  5,7±1,5 [1-7]  3,8±2,0 [0-7]  ** 

DC: deterioro cognitivo; No DC: no deterioro cognitivo; ns: no significativo.

Los datos son: media±desviación típica [rango] para las variables cuantitativas y n.° de sujetos (porcentaje) para las cualitativas. En la muestra de voluntarios las cifras están referidas a los dibujos del reloj analizados. Se han hecho las comparaciones estadísticas mediante la t de Student para las variables continuas y el χ2 para las variables categoriales.

a

En la muestra clínica cada sujeto aporta un dibujo del reloj. En la muestra de voluntarios 579 sujetos aportan 2.039 relojes dibujados en un número variable de evaluaciones anuales sucesivas (fig. 1).

*

0,01.

**

<0,001.

Los sujetos de la muestra clínica fueron evaluados una sola vez y diagnosticados de DC (42 casos) o DC+ (74 casos; 38 deterioro cognitivo ligero y 36 demencia); cada uno aporta un dibujo del reloj. Los 579 voluntarios del proyecto Vallecas fueron evaluados en un número variable de ocasiones sucesivas con una periodicidad anual y aportan un total de 2.039 dibujos del reloj; el número de relojes correspondiente a cada evaluación anual se representa en la figura 1. El número de sujetos con DC+ y DC cambia en cada evaluación anual de seguimiento; la muestra completa incluye 1.808 relojes dibujados por sujetos con DC (88,7%) y 231 por sujetos con DC+ (11,3%; 202 con deterioro cognitivo ligero y 29 con demencia) en la evaluación correspondiente.

Figura 1.

Sujetos, relojes y n.° de evaluaciones en la muestra de voluntarios. Las barras indican el número de voluntarios que realizan cada evaluación y el dibujo del reloj. La línea representa el número de relojes que se acumulan con las evaluaciones sucesivas.

(0,14MB).

Las puntuaciones obtenidas con ambos métodos son significativamente inferiores en los dibujos de los sujetos con DC+ (tabla 1), y muestran entre sí una alta y significativa correlación (r de Pearson [IC 95%]: 0,76 [0,74-0,78] en la muestra de voluntarios; 0,84 [0,78-0,89] en la muestra clínica).

Hay una estrecha y significativa relación positiva de la educación y negativa del diagnóstico de DC con las puntuaciones en el TdR en ambas muestras y métodos; la edad y el sexo femenino solo muestran una relación negativa y significativa en la muestra de voluntarios que es más numerosa (tabla 2).

Tabla 2.

Relaciones entre las variables demográficas y las puntuaciones en el test del reloj

  Muestra de voluntarios (n=2.039)Muestra clínica (n=116)
  Puntuaciones en el test del relojPuntuaciones en el test del reloj
  Sunderland  Solomon  Sunderland  Solomon 
Edad  −0,028  −0,043*  −0,048  −0,050 
Sexo femenino  −0,043*  −0,075**  −0,038  −0,076 
Nivel educativo  0,221**  0,258**  0,345***  0,258** 
Diagnóstico de DC  −0,297**  −0,334*  −0,361**  −0,312** 

DC: deterioro cognitivo.

Los datos son los coeficientes estandarizados b de los análisis de regresión lineal múltiple sobre la variable dependiente «puntuación en el dibujo del test del reloj» con cada uno de los métodos en cada una de las 2 muestras.

*

<0,05.

**

<0,0001.

La validez discriminante de cada método se presenta mediante el aROC (tabla 3 y fig. 2); es mayor en ambas muestras con el método Solomon (muestra clínica: 0,77±0,04; muestra de voluntarios: 0,72±0,02; p<0,001 en ambas muestras) que con el método de Sunderland (muestra clínica: 0,73±0,05; muestra de voluntarios: 0,69±0,02; p<0,001 para ambas), pero las diferencias entre áreas (muestra clínica: 0,045 ± 0,03; z=1,18; p=0,24, muestra de voluntarios: 0,025 ± 0,01; z=1,59; p=0,11) no alcanzan significación estadística.

Tabla 3.

Validez discriminante de los dos métodos de puntuación del TdR

  Muestra de voluntarios (n=2.039)Muestra clínica (n=116)
  aROC±ee  IC 95%  Valor de p  aROC±eea  IC 95%b  Valor de p 
Método Sunderland  0,69±0,02  0,67-0,71    0,73±0,05  0,64-0,81   
Método Solomon  0,72±0,02  0,69-0,73    0,77±0,04  0,69-0,85   
Diferencia entre áreas  0,025±0,01    0,08  0,045±0,03    0,19 

aROC±ee: área bajo la curva ROC±error estándar; IC 95%: intervalo de confianza del 95%; TdR: test del reloj.

Figura 2.

Curvas ROC obtenidas con cada método de evaluación. a) Muestra clínica; b) Muestra Vallecas.

(0,16MB).

La tabla 4 presenta los principales parámetros métricos de ambos métodos con diferentes puntos de corte. Los puntos de corte ≤8 en el método Sunderland y ≤5 en el método Solomon, que son los que ofrecen mejores rendimientos diagnósticos en la muestra clínica, clasifican correctamente al 82% de la muestra de voluntarios y al 71% de la clínica con el primero, y al 84% de la muestra de voluntarios y al 73% de la clínica con el segundo (tabla 4). Los puntos de corte ≤6 en el método Sunderland y ≤4 en el método Solomon, que son los que ofrecen mejores rendimientos diagnósticos en la muestra de voluntarios por la menor prevalencias de DC, clasifican correctamente al 89% de la muestra de voluntarios y al 63% de la clínica con el primero, y al 89% de la muestra de voluntarios y al 71% de la clínica con el segundo (tabla 4).

Tabla 4.

Parámetros métricos de los 2 métodos de puntuación del test del reloj

  PdC  Muestra de voluntarios (n=2.039)Muestra clínica (n=116)
    CP+  CC  CP+  CC 
Método Sunderland0,00  0,99  7,83  0,88  0,01  100  —  0,37 
0,01  0,99  15,65  0,88  0,12  0,98  5,11  0,43 
0,05  0,99  28,70  0,88  0,24  0,95  5,11  0,50 
0,08  0,99  29,74  0,89  0,31  0,93  4,35  0,53 
0,12  0,99  31,31  0,89  0,39  0,90  4,11  0,57 
0,16  0,98  9,91  0,89  0,51  0,83  3,08  0,63 
0,25  0,96  6,66  0,88  0,63  0,69  2,05  0,65 
0,39  0,88  3,28  0,82  0,85  0,48  1,63  0,71 
0,45  0,83  2,76  0,79  0,88  0,33  1,32  0,68 
10  1,00  0,00  1,00  0,11  1,00  0,00  1,00  0,64 
Método Solomon0,04  0,99  39,13  0,88  0,16  0,95  3,41  0,45 
0,09  0,99  52,18  0,89  0,23  0,93  3,22  0,48 
0,15  0,99  17,74  0,89  0,41  0,93  5,86  0,59 
0,23  0,97  8,47  0,89  0,61  0,88  5,11  0,71 
0,39  0,90  5,05  0,84  0,78  0,64  2,19  0,73 
0,67  0,68  2,09  0,68  0,86  0,40  1,45  0,70 
1,00  0,00  1,00  0,11  1,00  0,00  1,00  0,64 

CC: clasificaciones correctas; CP+: cociente de probabilidad positivo; E: especificidad; PdC: punto de corte; S: sensibilidad.

Las diferencias en las puntuaciones obtenidas por los dos evaluadores independientes en la muestra clínica (Solomon: 0,1±0,8 y Sunderland: −0,04±1,1; t para muestras apareadas 1,3 y −0,4, respectivamente) no son significativas. Los índices de fiabilidad interobservador son ligeramente mayores con el método Solomon (CCI: 0,92 [IC 95%: 0,89-0,95]; kappa: 0,77±0,03 [IC 95%: 0,71-0,83]) que con el método Sunderland (CCI: 0,90 [IC 95%: 0,86-0,93]; kappa: 0,76±0,03 [IC 95%: 0,70-0,83]), pero las diferencias no alcanzan significación estadística.

Discusión

Numerosos estudios han comparado varios métodos de puntuación del TdR en la detección del deterioro cognitivo y la mayoría concluyen que todos ellos recogen un núcleo común de actividad cognitiva y tienen cualidades métricas bastante similares15,17,30–32. Por ello, la decisión sobre cuál utilizar depende de las preferencias y entrenamiento del evaluador o del tiempo y recursos disponibles. Nuestros datos son concordantes con estos estudios comparativos, pero al haber sido obtenidos en 2 muestras independientes, numerosas, y de procedencia y estructura diferentes, son especialmente robustos. Estos resultados indican que un método de puntuación más complejo no proporciona mayor validez discriminante ni concordancia entre evaluadores, aunque cabe esperar que aumente el tiempo y el coste de la evaluación15. En este estudio, el método de Solomon, que utiliza una escala más simple, ofrece una validez discriminante y una fiabilidad interobservador ligera pero no significativamente superiores al método de Sunderland.

El rendimiento diagnóstico del TdR puede mejorarse combinando métodos de puntuación cuantitativos y cualitativos9,33, o asociándolo a otras pruebas cognitivas13,34. Recientemente se están aplicando nuevas tecnologías, como la utilización de un lápiz digital35, o métodos de inteligencia artificial para mejorar la lectura y el tratamiento de los dibujos del TdR. Estos métodos ofrecen buenos rendimientos diagnósticos y pueden representar el futuro de la evaluación de este y otros test de cribado cognitivo36,37.

Conclusiones

La validez discriminante y la fiabilidad interobservador de estos 2 métodos de corrección del TdR son similares. Pero nuestros datos y otros recogidos de la literatura indican que, para el cribado del deterioro cognitivo, tanto en el entorno clínico como poblacional, un método de puntuación del TdR más simple, como el de Solomon, ofrece los mismos resultados que el más complejo de Sunderland, por lo que parece más práctico y razonable su uso15–17.

Autorías

  • Dr. Del Ser: concepto y diseño del estudio, interpretación de los datos, supervisión de los análisis estadísticos y redacción/revisión del artículo.

  • B. Frades: adquisición y evaluación de los dibujos, interpretación de los datos y revisión del artículo.

  • M. Valentí, M.A. Zea y E.L. Valeriano: adquisición de los dibujos, interpretación de los datos y revisión del artículo.

  • Dr. Carnero-Pardo: concepto y diseño del estudio, realización de los análisis estadísticos, interpretación de los datos y redacción/revisión del artículo.

Financiación

La presente investigación no ha recibido ayudas específicas provenientes de agencias del sector público, sector comercial o entidades sin ánimo de lucro.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses. No tienen ningún empleo, actividades de consultoría, honorarios, acciones, patentes o becas relacionadas con el contenido de esta investigación.

El Dr. T. del Ser dirigió hace años la estandarización para la población española mayor de 70 años de la versión de Solomon del TdR.

Cinco de los autores son empleados de la Unidad de Investigación Enfermedad de Alzheimer de la Fundación CIEN, que está financiada por el Instituto de Salud Carlos III y la Fundación Reina Sofía, y han trabajado en el proyecto Vallecas de donde proceden gran parte de los datos de este estudio. Los restantes datos proceden del centro FYDIAN regentado por el otro autor.

Agradecimientos

Agradecemos la colaboración de los voluntarios del Proyecto Vallecas y los pacientes de la clínica FYDIAN.

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