El abordaje del comportamiento antisocial penado en la adolescencia tiene una fuerte influencia socioeducativa, en la reducción de la reiteración de la conducta antisocial, promover la formación educativa y el desarrollo de competencias. Se presenta un umbrella review sobre la eficacia de los programas psico-socio-educativos realizados en justicia juvenil. En este trabajo se han seguido las recomendaciones PRISMA. La búsqueda de estudios se ha realizado en los recursos Proquest, Pubmed, Scopus y Web of Science, se han identificado revisiones sistemáticas cuantitativas y/o meta-análisis que evalúan la eficacia de programas de intervención psico-socio-educativos aplicados en justicia juvenil. Se ha estimado un tamaño de efecto global (Log Odds Ratio) mediante un modelo de efectos aleatorios y análisis de meta-regresión para las variables moderadoras. Se han incluido 28 metaanálisis con 38 tamaños del efecto independientes. El tamaño del efecto global ha sido un Log Odds Ratio de 0.34. El análisis de metaregresión indica valores estadísticamente significativos para la variable “régimen de la medida” (R2=.136). Estos resultados muestran una asociación positiva y estadísticamente significativa entre la intervención y la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes bajo medida judicial, con un efecto moderador de la variable “régimen de la medida”. Para la aplicación de programas de intervención psico-socio-educativos en justicia juvenil es recomendable tener en cuenta el régimen de la medida en la que se encuentra el menor, con el objetivo de integrar las características que presenta cada grupo y poder maximizar los resultados de las intervenciones.
The approach to adjudicated antisocial behaviour in adolescence and youth has a strong socio-educational influence, aiming to reduce the recurrence of antisocial behaviour, promote educational development and foster competencies through specific programmes. An umbrella review of the effectiveness of psycho-socio-educational programs is presented. The PRISMA recommendations were followed for the preparation of this study. The search of studies was conducted in the Proquest, PubMed, Scopus, and Web of Science resources to identify quantitative systematic reviews and/or meta-analyses that evaluate the effectiveness of psycho-socio-educational intervention programs applied to adolescents and youth under judicial measures. An overall effect size (Log Odds Ratio) was estimated using random effects model and meta-regression analysis for the moderating variables. Twenty-eight meta-analyses with 38 independent effect sizes were included. The overall effect size was a Log Odds Ratio of 0.34. The meta-regression analysis indicates statistically significant values for the variable “regime of the measure” (R2=.136). These results indicate a positive and statistically significant association between intervention and the reduction of recurrence of adjudicated antisocial behaviour in adolescents and youth under judicial measures with a moderating effect of the variables “regime of the measure”. When implementing psycho-socio-educational intervention programs in juvenile justice, it is advisable to consider the regimen under which the adolescent is being held, with the aim of integrating the characteristics of each group and maximize the results of the interventions.
La conducta antisocial en la adolescencia es una manifestación del comportamiento en esta etapa del desarrollo, relativamente frecuente, y que se sitúa en un continuo el cual abarca desde conductas menos graves o disruptivas hasta conductas más violentas, que violan las normas sociales y los derechos de los demás, y que pueden involucrar al sistema de justicia (De la Peña y Graña, 2006; Kazdin, 2015; Rutter et al., 2000). Según Bendixen y Olweus (1999) entre las conductas antisociales de alta prevalencia en menores y jóvenes se encuentran: “no pagar un billete de transporte o comida”, “hacer una pintada en un lugar público”, “robar a la familia”, “discusión violenta con un profesor” o “no asistir a clase”, entre otras. Cuando estas conductas implican un quebrantamiento de la ley pueden denominarse conductas antisociales penadas (García-García et al., 2012; Ortega-Campos et al., 2012; Patterson et al., 2017), lo que califica un comportamiento como antisocial penado depende del contexto sociocultural de cada país, es decir, de las normas, las leyes, la edad o la severidad de los actos (Ciulla et al., 2020; Paterson-Young et al., 2019).
La realización de conductas antisociales penadas durante la adolescencia y/o juventud tiene serias implicaciones, ya que se produce en una etapa crucial para el desarrollo cognitivo, social y educativo de la persona que las realiza (Ibáñez y Graña, 2018; Moffitt, 2018; Villafuerte-Díaz et al., 2024). Este tipo de conductas pueden ocurrir en diferentes contextos, ya sea el ámbito social, el ámbito familiar o el ámbito escolar, donde se pueden observar conductas problemáticas desde edades muy tempranas, las cuales pueden mantenerse y dar lugar a una amplia gama de conductas antisociales, tales como la violencia escolar o bullying y/o su versión digital de ciberbullying (Farrell y Vaillancourt, 2021; González et al., 2021; Jolliffe y Farrington, 2021; Lee et al., 2023).
Según los últimos datos disponibles, en 2022, el National Center for Juvenile Justice ha informado de 1350 casos de adolescentes y jóvenes bajo medida judicial por cada cien mil en Estados Unidos (Hockenberry y Puzzanchera, 2024). En Inglaterra y Gales, en 2024 se han registrado 243 casos de amonestación o condena por cada cien mil (Youth Justice Board, 2025). Según Eurostat, en 2023 se han contabilizado 157.99 condenas juveniles por cada cien mil habitantes en Alemania, 108.18 en Países Bajos, 161.20 en España, 174.72 en Portugal y 206.64 en Francia.
Precisamente por el momento del desarrollo en que se produce, el abordaje del comportamiento antisocial penado en la adolescencia y juventud tiene una fuerte influencia socioeducativa, el objetivo principal de la intervención es reducir la conducta antisocial penada y promover la formación educativa y el desarrollo de competencias en adolescentes y jóvenes a través de programas específicos (Abella et al., 2024; Escamilla-Robla et al., 2024; Fortune, 2018; Gubbels et al., 2024; Loinaz et al., 2022; Orlando y Farrington, 2024; Vooren et al., 2023). La mayoría de estos programas toman como referencia el modelo de Riesgo-Necesidad-Responsividad (R-N-R) de Andrews y Bonta (2010), cuya base es la evaluación del nivel del riesgo, la adecuación a las necesidades criminógenas y la capacidad de respuesta del joven, o el modelo de Ward y Brown (2004) que se centra en la intervención sobre el desarrollo de las capacidades y/o fortalezas del joven que realiza conductas antisociales penadas.
El panorama actual en el ámbito de la intervención en justicia juvenil se caracteriza por la aplicación de múltiples y diferentes programas de intervención psico-socio-educativa; entre otros, programas educativos ligados a la formación reglada, o adaptados, programas de intervención familiar, programas de intervención terapéutica o programas de Justicia Restaurativa, cuyo objetivo principal es reparar el daño causado y facilitar la reinserción social de adolescentes y jóvenes (Aazami et al., 2023; Bernuz y García-Inda, 2019; Garrido y Doménech, 2019; McMickens et al., 2024; Rhoden et al., 2019). Un ejemplo de ello son los programas que se llevan a cabo en jóvenes con medidas de internamiento en el sistema de justicia juvenil español, los cuales tienen un marcado enfoque educativo, incluyendo programas de educación reglada (E.S.O. o Bachillerato) y formación profesional para el empleo (Loinaz et al., 2022; Redondo et al., 2011). Ante la creciente problemática del bullying y ciberbullying, se han desarrollado programas específicos en diferentes países dirigidos a su prevención e intervención (Farrell y Vaillancourt, 2021; Gaffney et al., 2021; Lee et al., 2023; Mena et al., 2022).
Ante esta diversidad de programas, se han llevado a cabo estudios primarios con el fin de evaluar la eficacia de dichos programas de intervención en diferentes países, contextos y situaciones, con resultados diversos y muchas veces poco concluyentes (Farrington et al., 2022; Lipsey, 2020; Manchak y Cullen, 2015; Weisburd et al., 2016). Con el objetivo de integrar y resumir toda esta evidencia primaria, se han desarrollado estudios de revisión, tanto revisiones sistemáticas como meta-análisis, orientados a evaluar, analizar y sintetizar la evidencia proveniente de los estudios primarios y poder aportar luz tanto sobre el efecto global de las intervenciones, a través de diversos indicadores de eficacia, como sobre qué factores son claves y están funcionando en la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada, lo que se conoce como la perspectiva what works (Haney, 2020; Lipsey, 2014; Martinson, 1974; Weisburd et al., 2016).
Actualmente existe un gran volumen de estudios de síntesis acerca de la eficacia de los programas de intervención en justicia juvenil. Estos estudios han aumentado el conocimiento general sobre “lo que funciona” en las intervenciones en justicia juvenil de forma más eficiente y actualizada. Se ha logrado obtener mayor conocimiento sobre la eficacia y los factores clave en la intervención del comportamiento antisocial penado en adolescentes y jóvenes, destaca la reiteración de este comportamiento como uno de los indicadores de eficacia más ajustados para la evaluación de la eficacia de los programas en justicia juvenil (Baglavio et al., 2018; García-García et al., 2010; Ortega-Campos et al., 2014; Travaini et al., 2022; Valenzuela, 2022). Así, por ejemplo, algunos resultados destacan que las intervenciones con mayor eficacia promedio son programas que incluyen el entorno del menor, comunidades terapéuticas, programas de derivación a la comunidad, programas cognitivo-conductuales, así como aquellos que potencian el desarrollo de habilidades de la vida diaria (Hartman, 2022; Redondo et al., 2011). Otros destacan los resultados positivos de los programas basados en el modelo de justicia restaurativa (JR) (April et al., 2023; Bernuz y García-Inda, 2019; Lipsey, 2014). Hartman (2022) encuentra que solo el 18.4% de los jóvenes que participan en un programa de JR en la comunidad han cometido delitos un año después de finalizar el programa. Bouffard et al. (2017) indican que durante el periodo de seguimiento (3.5 años) el 40.1% de los adolescentes y jóvenes que han participado en un programa de JR han vuelto a tener contacto con la ley.
Sin embargo, la acumulación de estudios secundarios también presenta problemas difíciles de resolver que dificultan tener una visión clara e integrada de la investigación actual sobre lo que funciona, y que tienen que ver no sólo con la diversidad de resultados, sino también con aspectos como la heterogeneidad en cuanto a la metodología utilizada, los protocolos de aplicación de los programas, las diferencias entre adolescentes y jóvenes bajo medida judicial y la utilización de medidas de resultado inconsistentes, lo que resta calidad a la síntesis y comparación directa de los resultados (Elliott et al., 2020; Lipsey, 2014; Redondo et al., 2011). Además, algunos meta-análisis incluyen múltiples resultados de un mismo estudio sin ajustarlos por la dependencia o no evalúan sesgos importantes como el de publicación o selección (Elliott et al., 2020; Manchak y Cullen, 2015), lo que conlleva una baja calidad metodológica y una sobreestimación de los efectos (Pappas y Dent, 2023). Para solventar los problemas mencionados, es imprescindible que en los estudios de revisión que se realizan (revisiones sistemáticas, meta-análisis, umbrella review) se incluyan los diferentes aspectos que integran la calidad metodológica de los estudios, el sesgo que presentan, así como, la heterogeneidad de estos (Ayano et al., 2024; Lipsey, 2020; Pappas y Dent, 2023), con el objetivo de que los resultados que se obtienen de los estudios de revisión sirvan para ampliar el conocimiento de los programas y aspectos que funcionan y cuáles no en el ámbito de la intervención psico-socio-educativa en Justicia Juvenil. Las conclusiones que se extraen de los estudios de revisión deben ser lo más claras posibles y no estar influidas por variables relativas al diseño y/o calidad de los trabajos primarios incluidos.
Es necesario mejorar el conocimiento sobre la eficacia de los programas, los factores clave de cada intervención y las variables moderadoras que influyen en la eficacia de los programas psico-socio-educativos (Lipsey, 2014; Pappas y Dent, 2023; Pooley, 2020). Para ello, una de las herramientas que han evolucionado en los últimos años han sido las revisiones sistemáticas de los meta-análisis, conocidas como umbrella review (Aromataris y Munn, 2020; Fusar-Poli y Radua, 2018; Pappas y Dent, 2023), estudios de meta-síntesis que resumen estadísticamente la evidencia de múltiples meta-análisis sobre una temática concreta, ofreciendo una visión global e integrada que ayuda a identificar qué aspectos son los más estudiados y con mayor evidencia, o dónde están los huecos de conocimiento.
A partir de estas consideraciones, el objetivo de este estudio es recopilar, revisar de forma exhaustiva e integrar estadísticamente, la evidencia general presente en los estudios de meta-análisis y revisiones sistemáticas cuantitativas que evalúan la eficacia de los programas de intervención en justicia juvenil a nivel internacional. Para ello se lleva a cabo un umbrella review, mediante el cual también se evalúa la calidad metodológica de los estudios incluidos en la misma, y se clarifican los factores que moderan las medidas de efectividad de los programas. La medida o indicador de eficacia que se ha utilizado es la reducción o eliminación de la reiteración de la conducta antisocial penada, considerando esta como la repetición de la conducta por parte del menor que tiene una sanción previa, registrada mediante informes oficiales o autoinformes de los implicados. Por otra parte, cuando hacemos referencia a la intervención en justicia juvenil, nos referimos a programas psico-socio-educativos (programas de rehabilitación, servicios de apoyo psicológico, actividades educativas y de orientación) cuyos destinatarios son adolescentes y jóvenes que han infringido la ley.
MétodoEn la elaboración de este estudio se han seguido los criterios establecidos en la declaración PRISMA (Page et al., 2021), el JBI Manual for Evidence Synthesis (Aromataris y Munn, 2020) y las reglas de Fusar-Poli y Radua (2018) para la metodología de umbrella review. Los resultados de este estudio se han comunicado de acuerdo con las directrices establecidas en la declaración PRISMA (Page et al., 2021). Este estudio se ha registrado en PROSPERO con el código CRD42024600400.
Criterios de elegibilidadLos criterios de inclusión de este estudio se presentan siguiendo la estructura PICOS:
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Población: estudios en los que la muestra está compuesta por adolescentes y jóvenes que se encuentran cumpliendo una medida judicial por sentencia firme.
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Intervención: estudios en los que se evalúa la eficacia de programas de intervención psico-socio-educativos aplicados en adolescentes y jóvenes bajo medida judicial.
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Comparación: estudios en los cuales se incluyen medidas postest sobre la aplicación de programas en adolescentes y jóvenes bajo medida judicial.
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Resultados: estudios que informan sobre la reiteración de la conducta antisocial penada posterior a la finalización de la medida impuesta.
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Diseño: revisiones sistemáticas cuantitativas o meta-análisis que indican el tamaño del efecto o datos para estimarlo.
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Otros: estudios con revisión por pares y escritos en español e inglés.
Se han excluido aquellos estudios que: (a) incluyen muestras mixtas sin separación de resultados, es decir, resultados globales para adultos y jóvenes, o jóvenes con medida judicial y sin medida judicial; (b) no aportan datos sobre la reiteración de la conducta antisocial penada; (c) estudios cualitativos; o (d) idioma diferente al español e inglés.
Estrategia de búsquedaLas fuentes de información utilizadas para llevar a cabo el proceso de búsqueda han sido: (a) recursos electrónicos como Scopus, Web of Science [Web of Science Core Collection, Grants Index, Current Contents Connect, MEDLINE®, ProQuest™ Dissertations & Theses Citation Index y SciELO Citation Index], Proquest [Psycinfo, Psyarticles, Psychology database, Criminology collection] y PubMed; (b) revisión de otras fuentes. Para aumentar la sensibilidad en la búsqueda y no dejar fuera ningún posible documento de interés, en la primera etapa se han utilizado diversos descriptores y combinaciones de estos. La búsqueda se ha realizado a través de las siguientes palabras claves: “Juvenile justice”, “youth offender”, “young delinquent”, “treatment”, “programs”, “intervention”, “meta-analysis” y “systematic review”. La búsqueda se ha realizado para el título, resumen, palabras clave y texto completo. La ecuación de búsqueda utilizada ha sido (“Juvenile Justice” OR “Juvenile offen*” OR “Youth Offen*” OR “Young delinq*”) AND (Treatment OR Programs OR Interventions) AND (Meta-analysis OR “Systematic review”) NOT (adults). Respecto a los filtros que se han utilizado en la búsqueda, en todas las bases de datos se han aplicado dos filtros: revisión por pares e idioma del manuscrito (español o inglés). En la base de datos Proquest se ha utilizado el filtro “estudios cuantitativos” además de los mencionados anteriormente.
Procedimiento de búsquedaLa búsqueda se ha realizado entre octubre del 2023 y febrero del 2024, con una búsqueda final, entre mayo y junio del 2024 lo que ha permitido extraer 42 trabajos de meta-análisis y/o revisión sistemática cuantitativa. El proceso de inclusión y exclusión de los estudios se detalla en la Figura 1.
La búsqueda a través de bases de datos electrónicas ha arrojado 1060 resultados. Se han excluido 930 estudios tras la aplicación de filtros y la eliminación de estudios duplicados. De los 130 estudios cribados, se han recuperado 66, de los que se han excluido 36 por diversos criterios: no evalúan intervenciones, no miden reiteración de la conducta antisocial penada (reincidencia), muestra mixta o insuficiencia de datos. Además, la búsqueda a través de otras vías ha arrojado 27 estudios evaluados para su elegibilidad, se han excluido 15 por diversos motivos: no son meta-análisis, no miden reiteración de la conducta antisocial penada (reincidencia) o muestra mixta. Al finalizar el proceso de búsqueda y de selección, se han incluido 42 estudios independientes.
El proceso de selección de los estudios ha sido realizado en varias fases, en la primera fase se ha revisado la adecuación de los estudios atendiendo al título y resumen y en la segunda fase se ha realizado con la lectura del texto completo de los trabajos. La primera fase ha sido realizada de manera independiente por dos investigadores (MBJ y EOC). En la fase de revisión de texto completo, ha participado un investigador adicional (JGG). Al finalizar cada una de las fases se ha estimado el grado de concordancia sobre la inclusión o no de los estudios en este trabajo, para ello se ha utilizado el índice Kappa para evaluar el grado de acuerdo entre los evaluadores. En la primera fase, se ha obtenido un índice Kappa de Cohen de .843, lo que indica una concordancia elevada entre los dos evaluadores, MBJ y EOC (IC=[.736, .949]; p <.001). En la fase de revisión de texto completo, se ha estimado un índice Kappa de Fleiss de .793, lo que indica un nivel de concordancia sustancial entre los evaluadores MBJ, EOC y JGG (IC=[.657, .934]; p <.001). Las discrepancias se han resuelto por consenso.
Codificación de los estudiosLas variables extraídas de los estudios seleccionados han sido las siguientes: (a) variables extrínsecas: autores, año de publicación, país de publicación, tipo de publicación, número de estudios de cada meta-análisis; (b) variables sustantivas: edad (media), sexo (% de hombres), tipo de ofensor (no violento, violento, mixto), régimen de la medida (abierto, cerrado, mixto), tipo de programa psico-socio-educativo; (c) variables metodológicas: tamaño muestral, instrumento de medida (reportes oficiales y no oficiales), modelo de análisis (modelo de efectos fijos o de efectos aleatorios), evaluación del riesgo de sesgo, y heterogeneidad; (d) variables de resultado: tamaño del efecto de la asociación intervención-reiteración de la conducta antisocial penada, tiempo de seguimiento (meses). En el proceso de codificación de la información han participado dos codificadores independientes (MBJ y EOC), las discrepancias se han resuelto por consenso.
Evaluación overlappingPara mitigar los problemas de solapamiento y doble recuento de los estudios primarios incluidos en los meta-análisis, se ha realizado la evaluación overlapping de los 42 estudios independientes, usando el índice Corrected Covered Area (CCA) (Pieper et al., 2014). Es una métrica que proporciona un porcentaje de overlapping de los estudios. Los resultados del CCA permiten la clasificación de overlapping: 0-5% (leve), 6-10% (moderado), 11-15% (alto) y> 15% (muy alto), se recomienda la eliminación de los porcentajes superiores al 15% (Hennessy y Johnson, 2020; Pieper et al., 2014). En el proceso de evaluación de overlapping han participado dos investigadores independientes (MBJ y EOC).
Evaluación del riesgo de sesgoSe ha realizado una evaluación de la calidad metodológica de las revisiones sistemáticas cuantitativas y/o meta-análisis incluidos a través de la herramienta AMSTAR-2 (Li et al., 2022; Shea et al., 2017), que consta de 16 ítems, siete de los cuales son dominios críticos (ítems 2, 4, 7, 9, 11, 13 y 15). En concreto, estos ítems se refieren a los siguientes aspectos: protocolo registrado, adecuación de la búsqueda bibliográfica, lista de los estudios excluidos, evaluación del riesgo de sesgo, adecuación de los métodos meta-analíticos, consideración del riesgo de sesgo al interpretar los resultados y evaluación e influencia del sesgo de publicación. Las reglas de la calificación global basadas en estos 16 dominios son las siguientes: (a) Alto: ninguna o una debilidad no crítica; (b) Moderado: más de un punto débil no crítico; (c) Bajo: una debilidad crítica con o sin debilidades no críticas; (d) Críticamente bajo: más de una debilidad crítica con o sin debilidades no críticas. Dos investigadores independientes (MBJ y LFS) han calificado la calidad de cada estudio a través de AMSTAR-2, la puntuación final se ha obtenido por consenso.
Evaluación del nivel de evidenciaSe ha revisado el nivel de evidencia de los meta-análisis, respecto a las variables intervención y reiteración de la conducta antisocial penada, siguiendo criterios cuantitativos (Aromataris et al., 2015; Fusar-Poli y Radua, 2018; Shi et al., 2022), según los cuales los estudios se clasifican en función de la fuerza de asociación: (a) Convincente (Clase I): Número de participantes>1000, asociación altamente significativa (p <10-6), heterogeneidad baja o moderada (I2 <50%), sin efectos de estudios pequeños y sin sesgo de significación excesiva; (b) Altamente sugestivo (Clase II): Número de participantes>1000, asociación altamente significativa (p <10-6), no se cumplen resto de criterios de clase I; (c) Sugestivo (Clase III): Número de participantes>1000, p ≤ .001, no se cumplen el resto de criterios de clase I-II; (d) Débil (Clase IV): p ≤ .05, no se cumplen los criterios de clase I-III; (e) No significativo: p> .05. Además, se ha descrito el nivel de evidencia para las variables moderadoras del tipo sustantivo con el fin de observar la consistencia y solidez de los resultados de los meta-análisis para estas variables. Dos revisores independientes (MBJ y LFS) han calificado el nivel de evidencia de cada revisión sistemática y/ o meta-análisis. la puntuación final de cada nivel se ha obtenido por consenso.
Análisis de datosEn primer lugar, se ha realizado un análisis descriptivo de las variables codificadas en cada uno de los estudios. Para el cálculo del tamaño del efecto, se ha estimado el Log Odds Ratio (Log OR) (Catalán et al., 2012; Leyland y Goldstein, 2001; Turner et al., 2000). Las medidas de reiteración de la conducta antisocial se registran de forma dicotómica (sí/no). En este estudio, se han empleado los tamaños de efecto originales de cada uno de los meta-análisis incluidos centrándonos en los resultados de reiteración de la conducta antisocial penada.
Para la transformación de los tamaños del efecto originales a un tamaño de efecto común (Log OR), se ha utilizado la herramienta Rapid Effect Size Converter for Meta-Analysis (rESCMA) (Villacura-Herrera y Kenner, 2020), a excepción de siete estudios, los cuáles indican el tamaño de efecto en Log OR, aunque posteriormente se ha realizado una comprobación con rESCMA. Para esta conversión han sido necesarios los datos del tamaño muestral y el tamaño del efecto original de cada meta-análisis.
Se ha estimado un tamaño de efecto global para la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada a partir de los tamaños de efecto transformados y el error estándar, se ha adoptado un modelo de efectos aleatorios. La ponderación se ha realizado mediante el método de varianza inversa, se ha otorgado mayor peso a estudios con menor varianza. El método de estimación empleado ha sido el de máxima verosimilitud restringida (REML) (Meyer, 1985; Swallow y Monahan, 1984). Para el ajuste de errores estándar se ha utilizado el procedimiento Knapp-Hartung (Hartung y Knapp, 2001) que mejora la precisión en la inferencia estadística bajo condiciones de heterogeneidad. Con el fin de facilitar la interpretación de los resultados en términos de reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada, se ha transformado el Log OR a Odds Ratio (OR). Se ha elaborado un gráfico forest plot en el que se representan los tamaños de efecto individuales en OR, su intervalo de confianza (IC) y p-valor.
Para el análisis de la heterogeneidad se han utilizado los índices de Q de Cochran, I2 y H2 de cada uno de los estudios (Cochran, 1954; Higgins y Thompson, 2002; Higgins et al., 2003). Sin embargo, dado el gran tamaño muestral de los estudios primarios incluidos en cada meta-análisis y considerando que los índices mencionados dependen en gran medida del tamaño muestral, se ha optado por el índice Tau cuadrado(τ2) para la evaluación conjunta de la heterogeneidad (Augusteijn et al., 2019; DerSimonian y Laird, 1986; Higgins y Thompson, 2002). Se presenta el índice I2 original de aquellos meta-análisis que lo proporcionan, en los que casos en los que no está disponible se ha calculado a partir de Q de Cochrane o de la varianza dentro de los estudios (Augusteijn et al., 2019; Higgins y Thompson, 2002). También se ha estimado el intervalo de confianza de I2 siguiendo las recomendaciones de Higgins y Thompson (2002). Se han estimado estadísticos descriptivos para el índice I2 y se han clasificado los estudios según su nivel de heterogeneidad: 0-40% sin importancia, 30-60% moderada, 50-90% sustancial y 75-100% considerable (Deeks et al., 2024; Higgins et al., 2003).
Para evaluar el sesgo de publicación, se han empleado diversas estrategias estadísticas. Se ha generado un gráfico Funnel plot y se ha estimado la prueba de Egger (Egger et al., 1997; Egger et al., 2022). Además, se ha empleado el método Trim and Fill (Duval y Tweedie, 2000) y se ha realizado un análisis de sensibilidad con la estimación del tamaño del efecto, para lo que se ha eliminado un estudio en cada iteración (leave-one-out sensitivity analysis), se ha identificado la influencia de los estudios individuales y se ha ajustado la estimación considerando aquellos estudios que podrían haber sido omitidos (Borenstein et al., 2009; Copas y Shi, 2000; Higgins y Green, 2011; Viechtbauer, 2010).
Con el fin de examinar la influencia de variables moderadoras sobre la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada se han realizado análisis de meta-regresión. Se ha adoptado un modelo de efectos aleatorios, el método REML (Meyer, 1985; Swallow y Monahan, 1984) y el procedimiento Knapp-Hartung (Hartung y Knapp, 2001), se ha estimado la prueba F (Fisher, 1925), Tau cuadrado (τ2) (DerSimonian y Laird, 1986) y el coeficiente de determinación ajustado (R2) (Kutner et al., 2005). En primer lugar, se ha realizado el análisis de metaregresión para cada una de las variables moderadoras: año de publicación, país de publicación, tipo de publicación, tiempo de seguimiento, tamaño muestral, evaluación de calidad metodológica según AMSTAR-2, edad, sexo, instrumento de medida, régimen de la medida y tipo de programa. Posteriormente, se ha realizado el análisis de meta-regresión según la tipología de variables, diferenciando entre variables extrínsecas, variables metodológicas y variables sustantivas. También se ha realizado un análisis de subgrupos para aquellas variables con mayor poder predictivo sobre la reducción de la reiteración del comportamiento antisocial penado. Para este análisis, se ha adoptado un modelo de efectos aleatorios, el método REML (Meyer, 1985; Swallow y Monahan, 1984) y el procedimiento Knapp-Hartung (Hartung y Knapp, 2001).
Los análisis estadísticos se han estimado con SPSS versión 29 (IBM Corp, 2024), el paquete metafor de RStudio, Excel y rESCMA (Microsoft Corporation, 2025; RStudio Team, 2023; Villacura-Herrera y Kenner, 2020).
ResultadosEl procedimiento de búsqueda arroja 42 revisiones sistemáticas cuantitativas y/o meta-análisis, los cuáles cumplen con los criterios de inclusión establecidos. Sin embargo, tras realizar el análisis de overlapping mediante CCA, se incluyen 28 revisiones y/o meta-análisis con 38 tamaños del efecto o estudios independientes.
Evaluación overlapping (K=42)El análisis de CCA arroja 1.013 estudios primarios en los 42 meta-análisis. Los porcentajes globales de CCA han sido bajos, sin embargo, esto puede deberse a la gran cantidad de estudios primarios. Los resultados de CCA oscilan entre el 15.63% y el 65.22% (James et al., 2013; Latimer et al., 2003). Siguiendo el criterio de eliminación, se toma la decisión de excluir aquellos trabajos con un porcentaje CCA> 15% (Hennessy y Johnson, 2020; Pieper et al., 2014), por lo que la muestra final incluye un total de 28 meta-análisis. El porcentaje CCA global de los 42 estudios es de 1.351%. Tras excluir los estudios con CCA superior a 15%, se ha obtenido un CCA global de 0.044%. A continuación, en la Figura 2, se pueden ver los porcentajes de CCA en una matriz de comparaciones.
Resumen de las características de los estudios incluidos
La Tabla 1 muestra el resumen integrado de las características de los 38 estudios provenientes de los 28 meta-análisis seleccionados tras realizar el análisis overlapping.
Características de los meta-análisis incluidos en el umbrella review
| ID | Autor / Año | K | N | Edad | Sexo | Medida | TE* | TE | LogOR | EE | I2 | IC Inferior | IC Superior | Nivel de Evidencia* | AMSTAR-2* |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | Garret, 1985 | 34 | 13055 | 15.8 | 85 | Mixto | d | 0.13 | 0.235 | 0.031 | . | . | . | Clase II | Críticamente bajo |
| 2 | Gottschalk et al., 1987a | 75 | 11463 | 14.5 | 76 | Abierto | δ | 0.218 | 0.395 | 0.034 | 98 | 97.89 | 98.10 | Clase II | Críticamente bajo |
| 3.1 | Andrews et al., 1990 | 26 | 2270 | Mixto | r(phi) | -0.06 | -0.218 | 0.076 | . | . | . | Clase III | Críticamente bajo | ||
| 3.2 | Andrews et al., 1990 | 31 | 3298 | Mixto | r(phi) | -0.07 | -0.254 | 0.063 | . | . | . | Clase III | |||
| 3.3 | Andrews et al., 1990 | 29 | 9081 | Mixto | r(phi) | 0.13 | 0.475 | 0.037 | . | . | . | Clase II | |||
| 3.4 | Andrews et al., 1990 | 45 | 6137 | Mixto | 0.29 | 1.099 | 0.047 | . | . | . | Clase II | ||||
| 4 | Redondo, 1998 | 18 | 751 | 93.51 | Mixto | d | 0.405 | 0.735 | 0 | 58.72 | 46.45 | 68.18 | Clase IV | Críticamente bajo | |
| 5 | Lipton et al., 2002 | 7 | 1353 | Cerrado | r | 0.147 | 0.539 | 0.099 | 00 | . | . | Clase II | Críticamente bajo | ||
| 6.1 | Woolfenden et al., 2002 | 5 | 555 | 76.25 | Mixto | d | -0.56 | -1.016 | 0.16 | 89.04 | 84.18 | 92.41 | Clase IV | Críticamente bajo | |
| 6.2 | Woolfenden et al., 2002 | 3 | 275 | Mixto | d | -0.41 | -0.744 | 0 | 00 | . | . | Clase IV | |||
| 7 | Bradshaw y Roseborough, 2005 | 9 | 2880 | Abierto | d | 0.05 | 0.091 | 0.067 | . | . | . | No significativo | Críticamente bajo | ||
| 8 | Wilson et al., 2005 | 17 | 5773 | 75 | Cerrado | OR | 0.94 | -0.062 | 0.046 | 89.44 | 87.29 | 91.23 | No significativo | Moderado | |
| 9 | Bradshaw et al., 2006 | 15 | 9172 | Mixto | d | 0.34 | 0.617 | 0.037 | 13.89 | -15.01 | 35.54 | Clase I | Críticamente bajo | ||
| 10 | Mitchell et al., 2006 | 3 | 1374 | 100 | Cerrado | OR | 1.08 | 0.077 | 0.097 | 88.57 | 81.00 | 93.12 | No significativo | Críticamente bajo | |
| 11.1 | Garrido y Anyela, 2007 | 15 | 3754 | 16 | 70 | Abierto | OR | 1.136 | 0.128 | 0.059 | 00 | . | . | Clase IV | Moderado |
| 11.2 | Garrido y Anyela, 2007 | 15 | 3755 | Abierto | OR | 1.354 | 0.303 | 0.059 | 00 | . | . | Clase I | |||
| 12 | Bain, 2012 | 12 | 21717 | Abierto | d | -0.14 | -0.254 | 0.024 | 00 | . | . | Clase II | Bajo | ||
| 13 | Schwalbe et al., 2012 | 28 | 15237 | 14.2 | 88 | Abierto | OR | 0.83 | -0.186 | 0.029 | 57.23 | 47.21 | 65.34 | Clase II | Críticamente bajo |
| 14 | Koehler et al., 2013 | 21 | 7940 | 17.9 | 90 | Mixto | OR | 1.34 | 0.293 | 0.040 | 68.98 | 61.17 | 75.21 | Clase II | Bajo |
| 15.1 | Livingstone et al., 2013 | 2 | 1029 | 71 | Abierto | OR | 1 | 0 | 0.113 | 98.57 | 97.901 | 99.02 | No significativo | Alto | |
| 15.2 | Livingstone et al., 2013 | 2 | 321 | Abierto | d | -0.06 | -0.109 | 0.202 | 00 | . | . | No significativo | |||
| 16 | Wilson y Hoge, 2013 | 45 | 78640 | 73.97 | Abierto | OR | 0.57 | -0.562 | 0.013 | 45.20 | 34.64 | 54.05 | Clase II | Críticamente bajo | |
| 17 | Weaver y Campbell, 2015 | 21 | 6620 | 16.5 | 95 | Abierto | RR | 0.931 | -0.069 | 0.043 | 80.27 | 75.92 | 83.83 | No significativo | Críticamente bajo |
| 18.1 | Bouchard y Wong, 2017 | 11 | 1896 | 73 | Abierto | LogOR | 0.36 | 0.36 | 0.083 | 88.00 | 84.71 | 90.59 | Clase III | Moderado | |
| 18.2 | Bouchard y Wong, 2017 | 7 | 1207 | 57 | Abierto | LogOR | 0.22 | 0.22 | 0.083 | 85.74 | 80.25 | 89.71 | Clase III | ||
| 19 | Wilson et al., 2018 | 19 | 11255 | Abierto | OR | 0.82 | -0.198 | 0.033 | 98.64 | 98.50 | 98.76 | Clase II | Alto | ||
| 20 | Olaghere et al., 2021 | 2 | 393 | Cerrado | g | -0.03 | -0.054 | 0.183 | 70.05 | 36.87 | 85.79 | No significativo | Bajo | ||
| 21 | Olsson et al., 2021 | 4 | 470 | 15 | 70.63 | Abierto | RD | -0.09 | -0.282 | 0.037 | 85.72 | 77.62 | 90.88 | Clase II | Alto |
| 22 | van der Put et al., 2021 | 13 | 1536 | 15.48 | 92.1 | Mixto | d | 0.064 | 0.116 | 0.092 | 11.95 | -18.07 | 34.35 | No significativo | Críticamente bajo |
| 23 | Bijlsma et al., 2022 | 31 | 6568 | 14.86 | 78.31 | Mixto | d | 0.382 | 0.693 | 0.045 | 94.69 | 94.07 | 95.25 | Clase II | Bajo |
| 24 | Kimbrell et al., 2023 | 56 | 100239 | Abierto | g | 0.23 | 0.417 | 0.01 | 89.65 | 88.56 | 90.64 | Clase II | Alto | ||
| 25 | Heynen et al., 2023 | 11 | 2985 | 16.98 | Mixto | d | 0.03 | 0.054 | 0.066 | 17.89 | -14.78 | 41.27 | No significativo | Alto | |
| 26.1 | Koops-Geuze y Weerman, 2023 | 7 | 1280 | 100 | Cerrado | LogOR | -0.24 | -0.24 | 0.101 | 12.78 | . | . | Clase IV | Moderado | |
| 26.2 | Koops-Geuze y Weerman, 2023 | 16 | 7717 | 84.6 | Abierto | LogOR | -0.2 | -0.2 | 0.041 | 72.34 | 64.46 | 78.46 | Clase II | ||
| 27.1 | Tanner-Smith et al., 2023 | 50 | 11190 | 16.03 | 78 | Mixto | LogOR | 0.09 | 0.09 | 0.034 | 74.89 | 71.22 | 78.10 | Clase IV | Alto |
| 27.2 | Tanner-Smith et al., 2023 | 15 | 3357 | Mixto | LogOR | 1.04 | 0.27 | 0.001 | 84.31 | 80.41 | 87.44 | Clase II | |||
| 27.3 | Tanner-Smith et al., 2023 | 15 | 3357 | Mixto | LogOR | 0.27 | 1.04 | 0.062 | 96.99 | 96.56 | 97.38 | Clase III | |||
| 28 | Wilson y Lipsey, 2024 | 153 | 25200 | Mixto | g | 0.19 | 0.345 | 0.022 | 78.56 | 76.91 | 80.10 | Clase II | Moderado |
Nota. Identificador del estudio (ID); número de estudios incluidos (k); número de participantes (N); Edad (Media de la edad); Sexo (porcentaje de hombres); índice del tamaño de efecto original (TE*); g de Hedges (g); d de Cohen (d); delta de Glass (δ); Odds Ratio (OR); coeficiente de correlación phi (r(phi)); tamaño de efecto original (TE); Log Odds Ratio (LogOR); Error estándar (EE); heterogeneidad según el índice I2, Intervalo de confianza al 95% de I2 (IC); *Nivel de evidencia se realiza para lo k=38 estudios con muestras independientes; *Evaluación de calidad del meta-análisis según AMSTAR-2 para los K=28 meta-análisis.
El número de participantes es de N=385100 (M=10134.21), con una media de edad en años de 15.75 (DT=1.11) y un porcentaje de chicos del 81.36% (DT=11.40). La media del tiempo de seguimiento en meses es de 20.10 (DT=11.12). El rango de publicación es amplio, entre 1985 y 2024, predominan los artículos científicos (82.14%) y las publicaciones de Estados Unidos (60.71%). En cuanto al tipo de delito, la mayoría son no violentos (65.78%), el régimen de la medida mayoritariamente es medio abierto (42.10%) y mixto (44.73%). Respecto a la tipología de los programas psico-socio-educativos es variada, predominando los meta-análisis que evalúan la aplicación conjunta de diferentes programas de intervención (26.32%) y estudios sobre programas de justicia restaurativa (15.79%) (Tabla 2).
Características de los estudios incluidos (k=38)
| Variable | Categoría | Frecuencia | Porcentaje |
|---|---|---|---|
| Año de publicación | 1985-1999 | 7 | 14.28 |
| 2000-2010 | 9 | 25.00 | |
| 2011-2020 | 10 | 28.57 | |
| >2020 | 12 | 32.14 | |
| País de publicación | EE.UU | 22 | 60.71 |
| Canadá | 3 | 7.14 | |
| Países Bajos | 5 | 14.28 | |
| Reino Unido | 5 | 10.71 | |
| España | 3 | 7.14 | |
| Tipo de publicación | Artículo de revista | 33 | 82.14 |
| Tesis | 2 | 7.14 | |
| Libros | 3 | 10.71 | |
| Tipo de delito | No violento | 25 | 65.78 |
| Violento | 5 | 13.16 | |
| Mixto | 8 | 21.05 | |
| Régimen de la medida | Cerrado | 5 | 13.16 |
| Abierto | 16 | 42.10 | |
| Mixto | 17 | 44.74 | |
| Instrumento de medida | Reportes oficiales | 21 | 55.26 |
| Reportes no oficiales | 17 | 44.73 | |
| Tipo de programas | Boot camps | 1 | 2.63 |
| Scared straigh | 1 | 2.63 | |
| Intervención psicosocial | 1 | 2.63 | |
| Intervención familiar | 3 | 7.89 | |
| Family group conference | 1 | 2.63 | |
| Comunidad terapéutica | 2 | 5.26 | |
| Intervención terapéutica | 2 | 5.26 | |
| Teen-court | 3 | 7.89 | |
| Drug-court | 4 | 10.53 | |
| Justicia restaurativa | 6 | 15.79 | |
| Mediación | 1 | 2.63 | |
| Programas post-medida | 3 | 7.89 | |
| Programas mixtos* | 10 | 26.32 | |
| Modelo de análisis | Modelo de efectos fijos | 7 | 18.42 |
| Modelo de efectos aleatorios | 31 | 81.58 | |
| Evaluación AMSTAR-2* | Alto | 6 | 21.43 |
| Moderado | 5 | 17.85 | |
| Bajo | 4 | 14.29 | |
| Críticamente bajo | 13 | 46.43 |
Nota. Número de estudios independientes (k); Evaluación AMSTAR-2*: las evaluaciones a través de la herramienta AMSTAR-2 se realiza para el meta-análisis global (K=28); Programas mixtos*: aquellos meta-análisis que incluyen diferentes tipos de programas.
En relación con los datos individuales de los meta-análisis incluidos, se observa que presentan dos formas de reportar el tamaño del efecto según la medida de eficacia empleada por los autores. Cuando se mide en términos de reducción de la conducta antisocial penada, un tamaño de efecto positivo indica mejora; cuando se mide en términos de reiteración de dicha conducta, un tamaño de efecto negativo indica mejora. Ambos casos se traducen en efectos favorables o beneficiosos al reducir la conducta antisocial penada o su reiteración.
En concreto, se han identificado cinco estudios independientes con tamaños de efecto de magnitud alta como Andrews et al. (1990) con un LogOR de 1.09, Redondo (1998) con 0.73, Tanner-Smith et al. (2023) con un LogOR de 1.04 y Woolfenden et al. (2002) con un LogOR de -1.01 y -0.74. Además, se han identificado diez estudios independientes de magnitud moderada como Andrews et al. (1990) con 0.475, Bijlsma et al. (2022) con 0.693, Bouchard y Wong (2017) con 0.36, Bradshaw et al. (2006) con 0.61, Garrido y Anyela (2007) con 0.30, Gottschalk et al., 1987a con 0.395, Lipton et al. (2002) con 0.53, Kimbrell et al. (2023) con un 0.41, Wilson y Lipsey (2014) con un 0.34 y Wilson y Hoge (2013) con -0.56. Por otro lado, se contabilizan 23 estudios independientes con tamaños de efecto de magnitud baja o nula (Heynen et al., 2023; Livingstone et al., 2013; Mitchell et al., 2006; Olaghere et al., 2021; Weaver y Campbell, 2015).
Los patrones generales del efecto de las intervenciones según el tipo de programa indican que los programas drug court al igual que los programas mixtos presentan efectos positivos de magnitud alta (Andrews et al., 1990; Redondo, 1998; Tanner-Smith et al., 2023). Por su lado, las intervenciones terapéuticas, familiares y la justicia restaurativa muestran efectos positivos moderados como Lipton et al. (2002) con intervenciones terapéuticas, Bijlsma et al. (2022) y Woolfenden et al. (2002) con intervenciones en la familia y Kimbrell et al. (2023) y Wilson y Hoge (2013) con justicia restaurativa. Sin embargo, programas como boots camps o scared straigh muestran efectos de magnitud baja o nula (van der Put et al., 2021; Wilson et al., 2005). Por otro lado, según el régimen de la medida, se observan tamaños de efecto positivos de magnitud moderada-alta en programas en régimen mixtos o abierto mayoritariamente (Andrews et al., 1990; Bijlsma et al., 2022; Bradshaw et al., 2006; Redondo, 1998; Tanner-Smith et al., 2023; Wilson y Hoge, 2013; Woolfenden et al. 2002). Si observamos la distribución por tipo de delito, la mayoría de los programas se realizan en adolescentes con delitos no violentos, destacando que aquellos realizados en adolescentes con delitos violentos presentan efectos heterogéneos en cuanto a su magnitud, con LogOR de entre -0.21 y 1.09 (Andrews et al., 1990; Olsson et al., 2021).
Evaluación AMSTAR-2 (K=28)La evaluación mediante la herramienta AMSTAR-2 se ha realizado en los 28 meta-análisis incluidos tras la evaluación de CCA. Según los resultados de AMSTAR-2, seis revisiones se han calificado de calidad alta, cinco de calidad moderada, cuatro de calidad baja y el resto de estudios de calidad críticamente baja, ya que no cumplen más de un dominio crítico. Específicamente, 14 trabajos han registrado sus protocolos (ítem 2), 28 revisiones han realizado una búsqueda bibliográfica exhaustiva o, al menos, parcialmente (ítem 4), 22 revisiones no proporcionan una lista de artículos excluidos con las razones (ítem 7) y diez revisiones utilizan una técnica satisfactoria para evaluar el riesgo de sesgo (ítem 9). Todas las revisiones incluidas utilizan métodos apropiados para la combinación estadística de resultados (ítem 11), trece revisiones no tienen en cuenta el riesgo de sesgo en la interpretación o discusiones (ítem 13), once revisiones no evalúan el sesgo de publicación (ítem 15) y solo tres revisiones proporcionan las fuentes de financiación de cada estudio (ítem 10) (Figura 3).
Tamaño del efecto global de la asociación entre la intervención y la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada (k=38)
La estimación del tamaño del efecto global para k=38ha sido un Log Odds Ratio de 0.341 (OR=1.41, IC=[0.248, 0.434], EE=0.045, p <.001). Estos resultados indican una asociación positiva, moderada y estadísticamente significativa entre la intervención y la reducción de la reiteración del comportamiento antisocial penado en adolescentes y jóvenes bajo medida judicial que han participado en un programa de intervención psico-socio-educativa. En particular, el análisis sugiere que el grupo que recibe la intervención tiene un 1.41 veces más probabilidades de reducir la reiteración del comportamiento antisocial al finalizar el programa. Como resumen de estos resultados, en la Figura 4 se presenta el gráfico forest plot, se indica para cada estudio su tamaño del efecto (OR), IC y p-valor.
Respecto a la heterogeneidad, la media de I2 es de 64.06%, con mediana igual a 76.72% y rango de 212.78%. En concreto, siguiendo el criterio de clasificación de I2, se ha encontrado que un 28.1% de los estudios muestran baja heterogeneidad, un 9.4% heterogeneidad moderada, un 43.8% heterogeneidad alta o sustancial y un 18.8% heterogeneidad muy alta o considerable. El valor de τ2=0.07 indica que hay una variabilidad moderada entre los estudios. En la Tabla 1 se pueden ver los índices I2 originales y sus IC para cada meta-análisis, a excepción de seis estudios que no proporcionan datos para su cálculo.
Con respecto al sesgo de publicación, el funnel plot presenta una forma relativamente simétrica y los puntos se distribuyen de manera uniforme, lo que indica que no existe sesgo de publicación relevante (Figura 5). La prueba de Egger refleja un coeficiente de -0.177 (p=.859), indica igualmente que no hay evidencia de asimetría. Tras aplicar el análisis trim and fill, se han imputado cinco estudios y la estimación ajustada del Log OR es 0.383, IC=[0.293, 0.473], p <.001, lo que indica poca desviación en la estimación del tamaño del efecto original, incluyéndose dicho valor en el IC estimado. De forma complementaria, el análisis de sensibilidad leave-one-out, muestra que la exclusión secuencial de cada estudio no altera sustancialmente el tamaño de efecto global (Log OR=0.318 a Log OR=0.349) lo que sugiere una estabilidad consistente de los resultados, disminuyendo la probabilidad de sesgo de publicación.
Metaregresión: variables moderadoras
En el análisis de meta-regresión para cada una de las variables, se observa que el régimen de la medida (F(2,35)=4.052, p=.026) presenta un efecto moderador estadísticamente significativo sobre la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada. Además, el coeficiente de determinación ajustado (R2) es cero para la mayoría de las variables analizadas. No obstante, se observan valores distintos de cero en las variables año de publicación (R2=.01), régimen de la medida (R2=.136), tipo de programa (R2=.073), tiempo de seguimiento (R2=.073) y edad (R2=.062), lo que indica que estas variables explican parcialmente la heterogeneidad observada en los resultados relacionados con la reiteración de la conducta antisocial penada (Tabla 3). En el análisis de meta-regresión según la tipología de variables moderadoras, se han excluido las variables edad, sexo y tiempo de seguimiento por falta de registros para llevar a cabo el análisis. El modelo que incluye las variables extrínsecas (año de publicación, país de publicación y tipo de publicación) indica la ausencia de un efecto estadísticamente significativo, con un valor F(7,30)=0.358, p=.919 y τ2=0.085. De la misma manera, el modelo que incluye las variables sustantivas (tipo de delito, régimen de la medida y tipo de programa) indica un valor F(16,21)=1.148, p=.377 y τ2=0.072. El modelo que incluye las variables metodológicas (instrumento de medida, tamaño muestral y evaluación AMSTAR-2) obtiene un valor F(5,32)=0.696, p=.631 y τ2=0.077. Estos resultados reflejan que los modelos que incluyen las variables moderadoras según tipología de variables no son estadísticamente significativos en la explicación de la reiteración de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes.
Análisis de meta-regresión para las variables moderadoras
| Variables | k | F (gl) | p | τ2 | R2 |
|---|---|---|---|---|---|
| Variables extrínsecas | |||||
| Año de publicación | 38 | 1.819 (1.36) | .186 | 0.072 | .01 |
| País de publicación | 38 | 0.167 (4.33) | .954 | 0.081 | |
| Tipo de publicación | 38 | 0.204 (2.35) | .816 | 0.077 | |
| Variables metodológicas | |||||
| Evaluación AMSTAR-2 | 38 | 0.972 (3.34) | .417 | 0.074 | |
| Tamaño muestral (N) | 38 | 0.377 (1.36) | .543 | 0.074 | |
| Instrumento medida | 38 | 0.884 (1.36) | .353 | 0.073 | |
| Tiempo de seguimiento (meses) | 8 | 1.654 (1.6) | .246 | 0.040 | .073 |
| Variables sustantivas | |||||
| Edad (Media) | 11 | 1.671 (1.9) | .228 | 0.031 | .062 |
| Sexo (% de hombres) | 20 | 0.177 (1.18) | .679 | 0.053 | |
| Tipo de delito | 38 | 0.350 (2.35) | .707 | 0.076 | |
| Régimen de la medida | 38 | 4.052 (2.35) | .026 | 0.063 | .136 |
| Tipo de programa | 38 | 1.405 (12.25) | .228 | 0.067 | .073 |
Nota. Número de estudios independientes (k); tau cuadrado (τ2); p-valor (p).
El análisis de subgrupos proporciona estimaciones del tamaño de efecto sobre la reducción de la reiteración del comportamiento antisocial penado en función de las categorías de la variable régimen de la medida (cerrado, abierto, mixto). El tamaño del efecto para el subgrupo cerrado no es estadísticamente significativo (LogOR=0.198, p=.100); el subgrupo abierto presenta un tamaño del efecto moderado y estadísticamente significativo (LogOR=0.250, p <.001); y el subgrupo mixto obtiene un tamaño de efecto alto y estadísticamente significativo (LogOR=0.479, p <.001). Los resultados se presentan en la Tabla 4.
Análisis de subgrupos: Régimen de la medida (k=38)
| Régimen de la medida | k | TE | IC | p | EE | τ2 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Inferior | Superior | ||||||
| Cerrado | 5 | 0.198 | -0.060 | 0.457 | .100 | 0.0932 | 0.034 |
| Abierto | 16 | 0.250 | 0.172 | 0.328 | <.001 | 0.0368 | 0.019 |
| Mixto | 17 | 0.479 | 0.301 | 0.657 | <.001 | 0.0839 | 0.113 |
| Global | 38 | 0.341 | 0.248 | 0.434 | <.001 | 0.0459 | 0.073 |
Nota. Número de estudios independientes (k); Tamaño del efecto (TE); Intervalo de Confianza al 95% (IC); p-valor (p); Error estándar (EE); tau cuadrado (τ2).
Respecto a la evaluación del nivel de evidencia de los 38 tamaños del efecto de muestras independientes extraídos de los meta-análisis, los resultados para las variables objeto de este estudio, intervención y reiteración de la conducta antisocial penada, indican que sólo dos estudios cumplen los criterios del nivel de clase I (5.3%), quince estudios se han valorado dentro de la clase II (39.5%); cinco estudios se han valorado dentro de la clase III (13.2%); siete estudios se han calificado dentro de la clase IV (18.4%) y nueve estudios no han sido estadísticamente significativos (23.7%), ya que no cumplen los criterios del número de participantes y p> .05.
En la Figura 6 se observa el nivel de evidencia para las variables moderadoras de tipo sustantivo (tipo de delito, régimen de la medida y tipo de programa). Para la variable tipo de delito, dentro de la categoría no violento (65.8%) solo un 5.3% se clasifica en el nivel “clase I”, un 26.3% en “clase II”, un 5.3% en la “clase III”, y un 28.9% en “clase IV” y “no significativo”. Para la categoría violento (13.2%) un 10.6% se clasifica dentro de los niveles “clase II” y “clase III” y un 2.6% se clasifica dentro del nivel “clase IV”. En la categoría mixto (21.1%) un 7.9% se clasifica en el nivel “clase II”, un 2.6% en “clase III” mientras que un 10.6% se clasifica dentro de los niveles “clase IV” y “no significativo”.
Con respecto a la variable régimen de la medida, se observa que para la categoría cerrado (13.2%) un 2.6% se clasifica dentro del nivel “clase II” y un 10.5% en los niveles “clase IV” y “no significativo”. Para la categoría abierto (42.1%) se ha encontrado que un 2.6% se clasifica en el nivel “clase I”, un 28.4% en “clase II”, un 5.3% en “clase III” y un 15.8% se clasifican en los niveles “clase IV” y “no significativo”. En la categoría mixto (44.7%) un 2.6% se clasifica dentro del nivel “clase I”, un 18.3% en “clase II”, un 7.9% en “clase III” y un 15.8% dentro de los niveles “clase IV” y “no significativo.
En cuanto a la tipología de programas, encontramos que algunos programas se concentran en un solo nivel de evidencia, por ejemplo, los programas boots camps, scared straigh/awareness, family group conference e intervención terapéutica se clasifican dentro del nivel “no significativo” (un 2.6% en cada caso). La mediación, la comunidad terapéutica y la intervención psicosocial se clasifican dentro de los niveles “clase I”, “clase II” y “clase IV” respectivamente (un 2.6% en cada caso). Por otro lado, algunos programas se distribuyen en dos niveles de evidencia. Los programas teen court (7.9%) se clasifican dentro de los niveles “clase II” y “clase III”, con un 2.6% y un 5.3% respectivamente. En los programas de justicia restaurativa (15.8%) un 10.5% se clasifica en el nivel “clase II” y un 5.3% en el nivel “no significativo”. Para la categoría intervención familiar (7.9%) un 2.6% en “clase II” y un 5.3% se clasifica dentro de “clase IV”.
Es relevante mencionar que algunos programas están distribuidos en más de dos niveles de evidencia, los programas drug-court (10.5%) se clasifican dentro de los niveles “clase II”, “clase III”, “clase IV” y “no significativo”, con un 2.6% para cada uno. Los programas post-medida (7.9%) se clasifican dentro de los niveles “clase I”, “clase IV” y “no significativo”, con un 2.6% para cada caso. Finalmente, para los programas mixtos (26.3%) un 15.8% se clasifica dentro del nivel “clase II” y el resto se clasifica dentro de los niveles “clase III” y “clase IV” con un 5.6% respectivamente.
DiscusiónEl presente estudio se ha planteado con el objetivo de recopilar, analizar exhaustivamente e integrar estadísticamente la evidencia internacional disponible hasta la fecha sobre la eficacia de programas de intervención psico-socio-educativa en justicia juvenil mediante la metodología umbrella review, a partir de los estudios de meta-análisis y revisiones sistemáticas cuantitativas publicados sobre el tema. Se ha estimado un tamaño del efecto global como medida de eficacia conjunta y se ha evaluado la calidad metodológica de los estudios incluidos, identificando las principales variables moduladoras de las medidas de efectividad de dichos programas.
Los resultados relativos a la estimación del tamaño de efecto global han mostrado una asociación estadísticamente significativa (Log Odds Ratio de 0.34, p <.001) entre la intervención y la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes bajo medida judicial, indicando que los menores y jóvenes que participan en un programa de intervención psico-socio-educativa en justicia juvenil tiene 1.41 veces más probabilidades de reducir la reiteración del comportamiento antisocial penado. Esta relación positiva y moderada apoya la efectividad de los programas de intervención en justicia juvenil, en su conjunto, en la misma línea que se han encontrado en estudios previos (April et al., 2023; Ayano et al., 2024; Gubbels et al., 2024; Lipsey, 2020; Pappas y Dent, 2023).
Si bien los datos globales de efectividad de los programas apoyan la intervención psico-socio-educativa en justicia juvenil, también hay que tener presente que, del total de estudios incluidos en este trabajo, 13 de ellos (46.43%) en la evaluación realizada con AMSTAR-2 presentan un nivel “críticamente bajo” (baja confianza). Estos datos no debilitan los resultados que se han encontrado, ya que la evaluación e identificación de las mejoras que pueden realizarse en los trabajos también es avance en la investigación. Si bien los resultados de efectividad de los programas deben interpretarse con precaución. Debemos trabajar conjuntamente en dos vías: (1) abogar por la evaluación de los trabajos de investigación para que los investigadores puedan llevar a cabo mejoras durante la planificación de los estudios y (2) seguir trabajando en la intervención psico-socio-educativa en justicia juvenil, los resultados refuerzan la relación entre intervención recibida y la no reiteración de la conducta antisocial penada. La mejora de los estudios de investigación ayuda a la mejora en la identificación de la relación real que existe entre los menores y jóvenes que reciben una intervención psico-socio-educativa durante su paso por justicia juvenil y la no reiteración de la conducta antisocial penada.
En cuanto a las características de la muestra, predominan los delitos no violentos, son pocos los meta-análisis sobre adolescentes y jóvenes que han cometido delitos violentos u otros delitos más específicos (April et al., 2023; Ayano et al., 2024). La mayoría de los meta-análisis incluyen tanto medidas en régimen abierto como cerrado (Pappas y Dent, 2023; Redondo et al., 2011). Además, destacan los meta-análisis sobre programas de Justicia Restaurativa como una alternativa en auge en el sistema de justicia juvenil (April et al., 2023; Ayano et al., 2024). También se resalta la mayor proporción de meta-análisis que analizan diferentes tipologías de programas.
Por otro lado, en el análisis de meta-regresión según la tipología de variables moderadoras no se han encontrado resultados estadísticamente significativos sobre la reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada. Sin embargo, el análisis de metaregresión para cada una de las variables moderadores arroja resultados estadísticamente significativos para la variable “régimen de la medida”, lo que puede dar cuenta de parte de la heterogeneidad observada. En esta línea, se destaca la importancia de esta variable a la hora de asociar la efectividad de las intervenciones psico-socio-educativas sobre la reiteración del comportamiento antisocial penado.
Aunque son pocos los estudios que analizan el régimen de la medida, ya que la mayoría se centran en la tipología de programas, solo los subgrupos “Abierto” y “Mixto” muestran tamaños de efecto positivos y estadísticamente significativos sobre la reducción de la reiteración del comportamiento antisocial penado. Esto puede deberse a que las medidas en régimen abierto o mixto sitúan al menor en un contexto menos correctivo, más realista y menos lesivo, lo que permite una mayor vinculación con su entorno, fomentando su reinserción social (April et al., 2023; Hartman, 2022).
No obstante, al igual que en trabajos anteriores, los resultados también reflejan una gran heterogeneidad entre los estudios analizados, indican que los efectos de la intervención no son consistentes en todos los casos (April et al., 2023; Hartman, 2022; Lipsey, 2020; Pappas y Dent, 2023). Esto sugiere que existen otros factores que pueden estar influyendo en los resultados, tales como el “régimen de la medida” como se ha encontrado en este estudio, o características relacionadas con la intervención como se indica en estudios previos (Elliott et al., 2020; Hartman, 2022; Pooley, 2020). En este sentido, se destaca la importancia de seguir investigando sobre el efecto de otros factores relacionados con la intervención, los participantes o la metodología, en los resultados de reiteración de la conducta antisocial penada durante la adolescencia y juventud (April et al., 2023; Elliott et al., 2020; Pooley, 2020).
De hecho, la evaluación de la calidad mediante AMSTAR-2 subraya la necesidad de mejorar la calidad metodológica de las revisiones sistemáticas y/o meta-análisis, mediante la adopción de buenas prácticas como el pre-registro de protocolos, la implementación de estrategias de búsqueda exhaustivas, el control del sesgo y la aplicación de métodos analíticos adecuados (Ayano et al., 2024; Li et al., 2022). Siguiendo en la misma línea, el análisis del nivel de evidencia muestra una distribución variada en cuanto a la consistencia y solidez de la evidencia que se ha analizado en los estudios a través de indicadores como la fuerza de asociación, tamaño muestral, heterogeneidad y sesgo, que subrayan la importancia de utilizar criterios estandarizados para evaluar la calidad de la evidencia en estudios de síntesis (Ayano et al., 2024; Fusar-Poli y Radua, 2018).
En particular, el análisis del nivel de evidencia para las variables objeto de estudio ha indicado que, aunque existen varios estudios clasificados en niveles de evidencia entre bajo y no-significativo, es mayor el porcentaje de estudios incluidos con un nivel de evidencia de “clase I”, “clase II” y “clase III”, destaca la mayor proporción de estudios en “clase II”. En términos generales, esto se traduce en resultados consistentes y estadísticamente significativos sobre la eficacia de programas de intervención en la reiteración de la conducta antisocial penada en justicia juvenil. El análisis del nivel de evidencia según las variables moderadoras de tipo sustantivas ha permitido identificar diferentes patrones de evidencia y solidez entre los resultados de eficacia de la intervención sobre la reducción de la conducta antisocial penada en justicia juvenil. En lo que se refiere a la variable “tipo de delito”, los delitos “no violentos” y “violentos” concentran más estudios en niveles de evidencia de “clase I”, “clase II” y “clase III”; mientras que los delitos “mixtos” presentan una distribución más variada entre los diferentes niveles. En resumen, las intervenciones sobre tipos de delitos “no violento” y “violento” reflejan resultados consistentes y estadísticamente significativos en relación con la eficacia de programas sobre la reiteración de la conducta antisocial penada en justicia juvenil.
Con respecto a la variable “régimen de la medida”, en la categoría “cerrado”, la mayor parte de los estudios cuentan con un nivel de evidencia entre “clase IV” y “no significativo”, lo que sugiere que la intervención en régimen cerrado tiende a mostrar resultados débiles o estadísticamente no significativos en la intervención sobre la reducción de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes. Sin embargo, las categorías “abierto” y “mixto” muestran una mayor proporción de estudios con un nivel de evidencia “clase II”, lo que sugiere que las intervenciones en régimen abierto y mixto reflejan resultados sugestivos. En resumen, las intervenciones en régimen de medida abierto o mixto cuentan con resultados consistentes y estadísticamente significativos sobre la reducción de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes bajo medida judicial.
En cuanto a la tipología de programas, los resultados muestran que la mediación destaca con un nivel de evidencia “clase I”, lo que indica una asociación fuerte y estadísticamente significativa con resultados positivos en términos de reducción de la conducta antisocial penada en justicia juvenil. Los programas de comunidad terapéutica, justicia restaurativa y programas mixtos muestran una distribución considerable en el nivel de evidencia “clase II”, lo que refleja evidencia sugestiva y estadísticamente significativa. El programa teen-court tiene mayor proporción de estudios en “clase III”, lo que sugiere evidencia sugestiva pero menos consistente. En cambio, los programas de intervención psicosocial y la intervención familiar muestran una proporción más alta de estudios en “clase IV”, lo que sugiere un nivel de evidencia débil en sus resultados respecto a la reducción de la conducta antisocial penada. Por su parte, los programas boots camps, scared straigh/awareness, family group conference e intervención terapéutica no muestran una evidencia estadísticamente significativa respecto a la eficacia de éstos sobre la reducción de la conducta antisocial penada. Otros programas como los drug-court y programas post-medida presentan una distribución variada, sin una predominancia clara de un nivel de evidencia específico.
LimitacionesEste trabajo presenta las limitaciones propias de un umbrella review, ya que los estudios que incluye pueden variar considerablemente en la metodología, la población y la intervención llevada a cabo. Algunas de estas limitaciones tienen que ver con la alta heterogeneidad de los estudios y el bajo control del sesgo, ya que en algunos casos no se han especificado datos sobre su evaluación e incluso fue ausente. Asimismo, el no acceso a los datos de los estudios primarios ha dificultado el análisis detallado y la posibilidad de profundizar en las características específicas de los estudios. En esta línea, se destaca la necesidad de aportar información detallada sobre la muestra incluida en los estudios, con especial atención en el tamaño, sexo y edad de la muestra.
También hay que prestar atención a aspectos como la heterogeneidad entre los estudios incluidos ya que los trabajos difieren en el tipo de intervención, las características de los participantes, el contexto de aplicación y la metodología empleada. La evaluación de la calidad metodológica, a través de AMSTAR-2, evidencia que un alto porcentaje de trabajos no cumple ítems relevantes como la inclusión de una lista con los estudios excluidos, la falta de especificación de los métodos y técnicas empleados para la evaluación del sesgo o el análisis estadístico de resultados, aunque si los informan.
Por otro lado, es importante tener en cuenta las limitaciones propias del procedimiento de búsqueda como el idioma, que puede suponer la exclusión de estudios relevantes publicados en idiomas distintos al inglés y al español. Asimismo, la falta de acceso a los estudios primarios en algunos casos dificulta el análisis detallado y la posibilidad de profundizar en las características específicas de los estudios. Estos factores o limitaciones deben tenerse en cuenta en la interpretación de los resultados de este trabajo. No obstante, algunas de estas limitaciones son inherentes a la metodología meta-analítica utilizada en este estudio.
A pesar de las limitaciones que puede presentar este trabajo, muestra el resultado de aunar la evidencia empírica disponible en el estudio de la evaluación de los programas de intervención psico-socio-educativa aplicados en menores y jóvenes bajo medida judicial para poder ser conscientes de las posibles mejoras que se pueden introducir en este tipo de intervenciones. Además, este trabajo ofrece una síntesis global sobre el estado actual de la investigación en factores de eficacia de los programas de intervención psico-socio-educativa en justicia juvenil. Por un lado, las evaluaciones a través de AMSTAR-2 y los criterios cuantitativos del nivel de evidencia han proporcionado información relevante sobre la calidad metodológica de los estudios, así como sobre la evidencia y consistencia de los resultados obtenidos de la investigación en este campo. Esto nos ha permitido enfatizar la importancia de seguir una metodología y diseños adecuados. Por otro lado, en línea con las investigaciones previas, la intervención psico-socio-educativa en justicia juvenil previene o reduce la reiteración de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes en el sistema de justicia. Factores como el “régimen de la medida” influyen de forma estadísticamente significativa en la eficacia de las intervenciones sobre la reducción de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes, por lo que se debe tener en cuenta a la hora de planificar y llevar a cabo los programas de intervención psico-socio-educativa en justicia juvenil, ya que el perfil que presentan los adolescentes y jóvenes es diferente y necesita de adaptaciones específicas.
Consideraciones teórico-prácticasEs necesario resaltar algunos puntos importantes, el análisis de overlapping ha permitido identificar meta-análisis y revisiones sistemáticas con estudios primarios duplicados, ha evitado la sobreestimación del tamaño del efecto, ha permitido una mayor independencia de los estudios y ha proporcionado una estimación más precisa del tamaño del efecto promedio (Hennessy y Johnson, 2020; Pieper et al., 2014). Además, el análisis del nivel de evidencia nos ha permitido conocer no solo la solidez y consistencia de los resultados obtenidos en los estudios en relación con la intervención y la reducción de la conducta antisocial penada, sino también su distribución según algunas variables moderadoras como el tipo de delito, régimen de la medida o tipología de programas. Por otro lado, el bajo impacto del sesgo de publicación estudiado por las diferentes pruebas utilizadas refuerza las conclusiones de este estudio.
El umbrella review realizado presenta un avance en la investigación respecto a los estudios previos sobre la efectividad de los programas de intervención que se realizan en población joven dentro de justicia juvenil. En primer lugar, la base de cualquier estudio de revisión es la actualización del conocimiento recopilado, los últimos resultados publicados sobre la efectividad de programas en justicia juvenil son de búsquedas realizadas hace más de cinco años, lo que justifica la necesidad de realizar el presente trabajo umbrella review para ayudar a la actualización de los datos sobre lo que funciona actualmente en la intervención que se realiza en justicia juvenil. En segundo lugar, se presenta un umbrella review completo, se ha incluido la evaluación overlapping de los estudios que se han incluido, algo que no se había realizado previamente en este contexto de investigación. Por estos motivos, resulta necesario el aporte a la investigación que realiza este trabajo frente a los realizados anteriormente.
Los hallazgos de este estudio apoyan la implementación de programas psico-socio-educativos en el sistema de justicia juvenil, ya que suponen una forma de prevención o reducción de la reiteración de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes. Adicionalmente, se subraya la importancia de seguir investigando otras variables moderadoras como el régimen de la medida, por su posible influencia en la reiteración de la conducta antisocial penada en adolescentes y jóvenes. Por otro lado, este estudio ha permitido profundizar en la cuestión de la calidad metodológica de las revisiones sistemáticas y/o meta-análisis, destaca la necesidad de seguir mejorando el control de la heterogeneidad, el sesgo y el nivel de evidencia. Finalmente, se enfatiza sobre la posibilidad de explorar otros indicadores de eficacia en el funcionamiento de programas en justicia juvenil.
Declaración de contribución de autoría CRediTMery Estefanía Buestán-Játiva: conceptualización, gestión de los datos, obtención de financiación, investigación, metodología, software, funciones de escritura-borrador original, escritura-revisión y edición. Elena Ortega-Campos: conceptualización, supervisión, funciones de escritura-borrador original, escritura-revisión y edición. Leticia de la Fuente Sánchez: metodología, funciones de escritura-borrador original, escritura- revisión y edición. Juan García-García: conceptualización, obtención de financiación, investigación, software, supervisión, funciones de escritura-borrador original, escritura- revisión y edición.
