ORIGINALES Adaptación lingüística y validación al castellano de la escala LANSS (Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs) para el diagnóstico diferencial del dolor neuropático
142.400
Concepción Péreza, Rafael Gálvezb, Joaquín Insaustic, Michael Bennettd, Manuel Ruize, Javier Rejasf y el grupo para el estudio de la validación al español de la escala LANSS* a
Unidad del Dolor. Hospital de la Princesa. Madrid. Unidad del Dolor y Cuidados Paliativos. Hospital Universitario Virgen de las Nieves. Granada. Unidad del Dolor. Hospital Severo Ochoa. Leganés. Madrid. d St. Gemma’s Hospice. Leeds. Reino Unido. e Departamento de Neurociencias. Unidad Médica Pfizer España. Alcobendas. Madrid. f Departamento de Investigación de Resultados en Salud. Unidad Médica Pfizer España. Alcobendas. Madrid. España. b c
FUNDAMENTO Y OBJETIVO: Adaptación lingüística y validación al castellano de la escala LANSS (Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs) para el diagnóstico diferencial del dolor neuropático. MATERIAL Y MÉTODO: Estudio transversal de validación en 2 fases: a) adaptación cultural al castellano mediante equivalencia conceptual con traducción y retrotraducción, por duplicado, y revisión por panel de expertos, y b) estudio de validación de la escala en pacientes con dolor neuropático, nociceptivo y mixto, en el que se evaluaron las propiedades de fiabilidad (consistencia interna y acuerdo entre jueces, con coeficiente kappa y coeficiente de correlación intraclase) y validez (análisis de curvas COR, concordancia con el diagnóstico de referencia y determinación de la sensibilidad, la especificidad y los valores predictivos positivo y negativo). RESULTADOS: El estudio incluyó a 156 sujetos (90 mujeres; el 58,4%); 89 con dolor con un componente neuropático (con una edad media [desviación estándar] de 59,6 [19,4] años, 22 de ellos con dolor mixto debido a radiculopatía) y 67 con dolor nociceptivo (de edad media, 66,6 [11,8] años). El diagnóstico del tipo de dolor se realizó por criterios clínicos habituales. Entrevistadores entrenados aplicaron la escala por duplicado y a ciegas sobre el diagnóstico de referencia. La escala mostró buena fiabilidad (consistencia interna, α de Cronbach y coeficiente de Guttman de las 2 mitades entre 0,68 y 0,71; concordancia entre jueces, κ = 0,70; y coeficientes de correlación intraclase, 0,77 y 0,92) y validez para un punto de corte ≥ 12 puntos, que fue el que mejor discriminó a los pacientes con dolor de componente neuropático de aquellos con dolor nociceptivo; coeficiente κ = 0,70 (intervalo de confianza [IC] del 95%, 0,59-0,81; p < 0,0001), área bajo la curva, 0,929 (p < 0,0001), especificidad del 89,4% (IC del 95%, 79,4%95,6%) y valor predictivo positivo del 91,1% (IC del 95%, 82,6%-96,4%). CONCLUSIONES: La versión española de la escala LANSS es fiable y válida para el diagnóstico diferencial de dolor neuropático en España.
Palabras clave: Dolor neuropático. Dolor nociceptivo. Escala LANSS. Validación. Diagnóstico diferencial. Español.
Linguistic adaptation and Spanish validation of the LANSS (Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs) scale for the diagnosis of neuropathic pain BACKGROUND AND OBJECTIVE: This study was intended to achieve a linguistic adaptation and validation into Spanish of the LANNS scale for the differential diagnosis of neuropathic pain. MATERIAL AND METHOD: Cross-sectional validation study carried out in two phases: first, cultural adaptation into Spanish language, by means of a conceptual equivalence approach, including forward and backward translations in duplicate and review by experts; and second, validation study of the scale in patients with neuropathic, noniceptive and mixed pain, in which the scale properties of reliability (internal consistency and inter-rater agreement with kappa and intra-class correlation coefficients) and validity (ROC curves analisys, agreement with reference diagnosis and determination of sensitivity, specificity and positive and negatives predictive values) were evaluated. RESULTS: A total of 156 subjects (90 women, 58.4%), 89 with pain of neuropathic origin (mean age [SD], 59.6 [19.4] years, 22 with mixed pain due to radiculopathy) and 67 with nociceptive pain (66.6 [11.8] years) were included in the study. Diagnosis of the type of pain was performed by standard clinical criteria. The scale was administrated by trained interviewers, in duplicate and blinded to the reference diagnosis. The scale showed good reliability (internal consistency: Cronbach and Guttman split-half coefficients between 0.68 and 0.71; inter-rater agreement: kappa coefficient of 0.70 and intra-class correlation coefficients between 0.77 and 0.92) and validity for a cut-off value ≥ 12 points, which represented the best value to discriminate between patients with neuropathic and nociceptive components of pain (kappa coefficient = 0.70; CI 95%, 0.59-0.81; p < 0.0001); area under the curve, 0.929; (p < 0.0001); specificity, 89.4% (CI 95%, 79.4%-95.6%) and positive value, 91.1%; CI 95%, 82.6%-96.4%). CONCLUSIONS: The Spanish version of the LANSS scale is reliable and valid for the differential diagnosis of neuropathic pain.
Key words: Neuropathic pain. Nociceptive pain. LANSS scale. Validation. Differential diagnosis. Spanish.
*Grupo para el estudio de la validación al español de la escala LANSS: Michael Bennett (St. Gemma’s Hospice, Leeds, Reino Unido), Silvia Díaz (Instituto Euroclin, Madrid), Rafael Gálvez (Hospital Universitario Virgen de las Nieves, Granada), Francisco González (Hospital de la Princesa, Madrid), Paloma González (Unidad Médica Pfizer España, Alcobendas, Madrid), Joaquín Insausti (Hospital Severo Ochoa, Leganés, Madrid), María Madariaga (Hospital de la Princesa, Madrid), Carmen Martínez-Valero (Hospital Universitario Virgen de las Nieves, Granada), Concepción Pérez (Hospital de la Princesa, Madrid), Javier Rejas (Unidad Médica Pfizer España, Alcobendas, Madrid), Manuel Ruiz (Unidad Médica Pfizer España, Alcobendas, Madrid, España). Correspondencia: Dr. J. Rejas. Departamento de Investigación de Resultados en Salud. Unidad Médica Pfizer España. Avda. Europa, 20-B. 28108 Alcobendas. Madrid. España. Correo electrónico:
[email protected] Recibido el 4-11-2005; aceptado para su publicación el 27-1-2006.
Como en cualquier situación clínica a la que se enfrenta el médico práctico, el diagnóstico y el manejo terapéutico adecuado del dolor requieren de un diagnóstico preciso, que diferencie su causa y su origen, de manera que se pueda instaurar la mejor estrategia terapéutica disponible. Según la Asociación Internacional para el Estudio del Dolor (International Association for the Study of Pain; IASP), el dolor neuropático se define como un dolor iniciado o causado por una lesión primaria (o disfunción) del sistema nervioso y es un síntoma común a un grupo diverso de procesos, entre los que se incluye la neuropatía diabética, la neuralgia del trigémino, la neuralgia postherpética y el dolor relacionado con lesiones medulares, entre otros1,2. El dolor neuropático se describe como una forma de dolor crónico que se produce hasta en el 1% de la población3,4. Prácticamente cualquier proceso que lesione tejidos nerviosos o cause disfunción neuronal puede producir dolor neuropático5. El diagnóstico del dolor neuropático se ha venido haciendo tradicionalmente mediante una historia clínica detallada y las exploraciones física y complementaria adecuadas, habitualmente en medios especializados, en las que el examen neurológico es fundamental. Aunque el diagnóstico del dolor neuropático no alberga gran dificultad, requiere de cierto entrenamiento y experiencia, así como una cantidad de tiempo no despreciable. La disponibilidad de instrumentos o escalas breves que faciliten el diagnóstico de este trastorno ayudaría enormemente a lograr la homogeneidad, ampliándolo y, sobre todo, reduciendo sustancialmente el tiempo de consulta y la dedicación por este tipo de pacientes a tareas diagnósticas. Recientemente, se ha descrito la Escala del Dolor Neuropático (Neuropathic Pain Scale; NPS) de Galer et al6 como un instrumento para discriminar entre categorías de dolor neuropático usando descriptores sencillos del dolor, pero únicamente es válida para discriminar la neuralgia postherpética de otros tipos de dolor neuropático, por lo que su uso es bastante limitado. Med Clin (Barc). 2006;127(13):485-91
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PÉREZ C ET AL. ADAPTACIÓN LINGÜÍSTICA Y VALIDACIÓN AL CASTELLANO DE LA ESCALA LANSS (LEEDS ASSESSMENT OF NEUROPATHIC SYMPTOMS AND SIGNS) PARA EL DIAGNÓSTICO DIFERENCIAL DEL DOLOR NEUROPÁTICO
Hasta la fecha no se disponía de herramientas breves y sencillas capaces de diferenciar entre dolor de tipo neuropático y dolor de tipo nociceptivo. La escala de dolor LANSS (Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs) de Bennett (2001)7 es un instrumento corto, fiable y validado en su lengua original (inglés británico) que ha demostrado poseer propiedades psicométricas adecuadas para discriminar el dolor neuropático del dolor nociceptivo. Un entrevistador entrenado aplica la escala, que consta de 2 secciones; una de ellas explora los aspectos cualitativos (descriptores) del dolor y la otra, los aspectos sensoriales. No se dispone de escalas en español que sirvan de ayuda al clínico a la hora de hacer el diagnóstico diferencial entre el dolor con componente neuropático y el dolor de tipo inflamatorio o nociceptivo. Por lo tanto, el objetivo de este estudio ha sido realizar la adaptación cultural y psicométrica (validación) al castellano de la escala LANSS para utilizarla en España.
Muestra de validación La adaptación al castellano (España) y la posterior evaluación de las propiedades de validez y fiabilidad de la escala LANSS como instrumento para el diagnóstico diferencial del dolor neuropático se ha realizado mediante un estudio transversal, diseñado ad hoc para la adaptación de la escala, en el que se incluyó a sujetos mayores de 18 años, de ambos sexos, con niveles cultural y educativo suficientes para entender cuestionarios de salud formulados en castellano sin necesidad de traductor, que eran atendidos por dolor de tipo neuropático o dolor de tipo nociceptivo en las unidades del dolor participantes, en ambos casos de cualquier etiología, y fueron diagnosticados según la práctica clínica habitual en cada uno de los centros participantes. Era un requisito que los pacientes presentaran dolor en la semana previa, independientemente de que estuvieran recibiendo tratamiento analgésico o no, según la escala visual analógica (EVA) del cuestionario abreviado de dolor de McGill8. No se incluyó a pacientes con dolor de tipo no filiado o con estado de salud que, a juicio del investigador participante, pudiera influir en las respuestas al cuestionario. Se solicitó su consentimiento a todos los pacientes antes de aplicárseles la escala LANSS. En las tablas 1 y 2 se presentan los principales datos sociodemográficos y cuadros clínicos que causaban el dolor de la muestra incluida en el estudio de validación de la escala LANSS. El tamaño de la muestra se estableció atendiendo a la necesidad de contar con variabilidad suficiente en las preguntas o ítems de la escala y en las mediciones en general. Este tamaño de muestra era suficiente para detectar tanto una sensibilidad como una es-
pecificidad de la prueba ≥ 80%, con un nivel de confianza del 95% y una precisión del 5% para un síntoma con una prevalencia en la población general de alrededor del 1%9.
Proceso de adaptación La adaptación de la escala LANSS al castellano y la posterior evaluación de sus propiedades de fiabilidad y validez diagnósticas se ha llevado a cabo siguiendo las recomendaciones tradicionales de adaptación y validación de cuestionarios de salud y pruebas diagnósticas10-14. En la fase de preparación se seleccionó el panel de expertos, se tradujo la entrevista original, se definió la muestra y se elaboró la documentación del estudio. El proceso de adaptación fue supervisado por un panel de 5 expertos, formado por 3 especialistas en el tratamiento del dolor, 1 experto en metodología y 1 experto en investigación clínica. Estos expertos fueron los encargados de revisar la traducción y supervisar el proceso de adaptación. Dado que la versión original de la escala estaba bien definida y estructurada, el panel de expertos no juzgó necesario redefinir las secciones de la escala ni reformular las preguntas originales. Tampoco ha detectado la existencia de sesgos culturales en el instrumento original que pudieran resultar equívocos o intraducibles. Sin embargo, estimó oportuno mejorar la comprensibilidad del texto de la pregunta 2 de la sección B de la escala, mediante la adición de dos sencillos dibujos que mejorasen la interpretabilidad de la pregunta tal como estaba formulada en la escala original. La traducción de la escala se encargó a 2 traductores profesionales independientes (filólogos españoles nativos) para disponer de 2 traducciones paralelas. El
Material y método Descripción de las escalas utilizadas en el estudio Escala LANSS. La escala LANSS es una entrevista semiestructurada administrada por un entrevistador entrenado que utiliza los criterios habituales para el diagnóstico del dolor, de manera que permita su orientación etiológica7. La entrevista se compone de un total de 7 ítems o preguntas, agrupados en 2 secciones, una interrogativa y otra instrumental o exploratoria. La primera de ellas, la parte A de la escala, contiene 5 ítems o preguntas que incluyen algunos de los descriptores más habituales en pacientes con dolor de tipo neuropático (pinchazos, descargas eléctricas, cambios en la coloración/temperatura de la piel y otros), que reciben una puntuación de 1 a 5 puntos, según el ítem, cuando el criterio que explora está presente y 0 puntos si el criterio está ausente. La segunda parte, la sección B de la escala o instrumental, explora los atributos sensoriales del dolor, como la alodinia y la hiperalgesia, mediante sendos estímulos por roce con algodón y pinchazo con una aguja. En ambos casos, una respuesta negativa se puntúa con 0 puntos, mientras que la respuesta positiva recibe 5 y 3 puntos, respectivamente. La suma de las puntuaciones parciales de cada ítem de la sección A y de las 2 preguntas de la sección B dan lugar a una puntuación total que puede oscilar entre un mínimo de 0 y un máximo de 24 puntos. No hay puntuaciones resumen para cada sección con una interpretación parcial. En la escala original de Bennett, una puntuación total > 12 puntos indica la posibilidad de que haya mecanismos neuropáticos que contribuyan al dolor del paciente. Escala abreviada de dolor de McGill (SF-MPQ)8. Esta escala se utilizó como instrumento de valoración de presencia de dolor en los pacientes incluidos en el estudio, en particular la respuesta al dolor total según la escala visual analógica (EVA) de dolor que recoge el dolor promedio en la última semana. La EVA es una escala milimetrada con un recorrido de 100 mm y 2 extremos fijados en las 2 puntuaciones extremas; 0 (sin dolor) y 100 (peor dolor imaginable). El cuestionario incluye también un ítem (ítem PPI) que interroga acerca de la intensidad actual del dolor en una escala ordinal tipo Likert de 6 categorías, ordenadas desde 0 (sin dolor) a 5 (dolor extremo). El cuestionario incluye además 15 ítems que preguntan por la presencia (e intensidad en una escala Likert de 4 puntos) de los síntomas descriptores del dolor, 4 afectivos y 11 sensoriales. Aunque el paciente cumplimenta los ítems del cuestionario, lo aplica el entrevistador.
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TABLA 1 Características demográficas de la muestra de pacientes incluidos en el estudio de validación de la escala LANSS, en general y separada según el dolor tuviera componente neuropático o no Variable
Pacientes, n (%) Mujeres, n (%) Edad, media (DE) años IMC, media (DE) Tratamiento farmacológico Pacientes, n (%) Fármacos, n (intervalo)c Nivel educativo, n (%)a Sin estudios Estudios primarios Estudios secundarios Formación profesional Estudios universitarios Puntuación en el SF-MPQ Dimensión sensorial (0-33) Dimensión afectiva (0-12) Puntuación total (0-45) Dolor en la semana previa (EVA, 0-100) Dolor actual (ítem PPI, 0-5)
Total
Dolor neuropático
Dolor nociceptivo
156 90 (58,4%) 62,6 (15,0) 27,3 (5,1)
89 (57,1%) 47 (53%)a 59,6 (16,4)b 26,2 (4,5)b
67 (42,9%) 44 (66%) 66,6 (11,8) 28,7 (5,5)
135 (87,1%) 2 (1-3)
75 (85%)a 2 (1-3)a
60 (90%) 2 (1-3)
44 (29,5%) 63 (42,3%) 24 (16,1%) 10 (6,7%) 8 (5,4%)
21 (24%) 36 (42%) 13 (15%) 9 (11%) 7 (8%)
23 (37%) 27 (43%) 11 (18%) 1 (2%) 1 (2%)
13,2 (5,8)d 4,5 (3,3)a 17,7 (8,0)d 66,2 (20,7)a 2,5 (1,2)a
8,2 (4,7) 4,4 (3,5) 12,6 (6,8) 67,3 (17,2) 2,2 (1,2)
11,1 (5,9) 4,4 (3,4) 15,5 (7,9) 66,6 (19,2) 2,3 (1,2)
DE: desviación estándar; IMC: índice de masa corporal; SF-MPQ: versión abreviada del cuestionario de dolor de McGill. Valores expresados como media (desviación estándar) o frecuencia (%) sobre el número de pacientes válidos (información disponible). a p > 0,05 frente al grupo de dolor nociceptivo. b p = 0,002. c Mediana (primer cuartil-tercer cuartil). d p = 0,0001.
TABLA 2 Distribución de las causas etiológicas más frecuentes de dolor neuropático o nociceptivo en los pacientes incluidos en el estudio de validación al castellano de la escala LANSS Dolor neuropático (n = 89)
Neuropatía Neuralgia Radiculopatía Dolor central Atrapamiento Otrosa a
10 (11%) 28 (31%) 22 (25%) 6 (7%) 8 (9%) 15 (17%)
Dolor nociceptivo (n = 67)
Espondiloartrosis Artrosis (manos, cadera, etc.) Gonartrosis Osteoporosis Lumbalgias Cefaleas Otrasb
Incluye síndrome doloroso regional complejo, dolor del miembro fantasma, dolor facial y otros. Espondilolistesis, fibromialgia y demás.
b
25 (37%) 21 (31%) 5 (7%) 3 (4%) 6 (9%) 3 (4%) 4 (6%)
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panel de expertos integró ambas traducciones en una única versión, que fue testada en una muestra de 13 pacientes –distintos de los incluidos en la muestra de adaptación y validación; 9 (69%) mujeres; media (desviación estándar [DE]) de edad, 61,5 (13,6) años; un 70% tenía estudios primarios o secundarios– para valorar su factibilidad inicial y los posibles problemas de comprensión, así como valorar la adaptación de los posibles entrevistadores al nuevo instrumento. La versión final fue retrotraducida al inglés por otros 2 traductores profesionales (distintos de los dos primeros y nativos ingleses) y remitida al autor original (Dr. M. Bennett), que propuso la modificación de la traducción de uno de los descriptores del dolor de la escala para certificar la concordancia con el instrumento original. En todos los centros participantes, un investigador seleccionó a los pacientes con diagnóstico de dolor de tipo neuropático, nociceptivo o mixto (pacientes con radiculopatías de cualquier grado con componentes neuropático y nociceptivo del dolor), según la práctica clínica habitual, y se encargó de la recogida de datos sociodemográficos y clínicos necesarios para la caracterización de los pacientes y comprobar que cumplieran los criterios de selección para participar en el estudio. A los pacientes seleccionados se les aplicó la entrevista por duplicado, diferida no más de 48 h, por 2 observadores distintos, entrenados en la aplicación de la escala y a ciegas del diagnóstico original. La primera aplicación de la escala se designó como observador/juez A y la segunda como observador/juez B. El entrenamiento se realizó en cada una de las unidades del dolor por los expertos investigadores participantes en el estudio con la versión adaptada culturalmente al castellano.
Mediciones psicométricas. Metodología estadística Los criterios de valoración utilizados para valorar las propiedades psicométricas de la versión española de la escala LANSS como método de diagnóstico diferencial de dolor neuropático o dolor con componente neuropático (dolor de referencia en este estudio) fueron su fiabilidad y validez.
Fiabilidad. Se determinó la consistencia interna del instrumento en cada uno de los observadores/jueces y la concordancia entre ellos, tanto en los diagnósticos realizados con la escala como en las puntuaciones general, por diagnóstico y por cada uno de los ítems de la escala. La consistencia interna de cada observador se determinó mediante el cálculo del coeficiente alfa de Cronbach que valora la contribución de cada ítem a la precisión de la medición del instrumento. El coeficiente alfa de Cronbach se evaluó en el cuestionario completo y después de eliminar sucesivamente cada uno de los ítems integrantes de la escala, para valorar la contribución independiente de cada ítem al error de medida del instrumento. Se calculó también la fiabilidad de la escala por el método de las dos mitades, como aproximación a la valoración de la estabilidad temporal del instrumento, determinando el coeficiente de correlación de las dos mitades y el coeficiente de Guttman11. Finalmente, se comprobaron los supuestos de igualdad de medias de los ítems de la escala mediante la prueba de la T2 de Hotelling. La fiabilidad entre jueces u observadores se determinó valorando la concordancia de diagnósticos realizados por los observadores según la puntuación asignada en la escala a cada paciente; ≥ 12 puntos = dolor neuropático, < 12 puntos = dolor nociceptivo. La concordancia se determinó mediante el cálculo del coeficiente de acuerdo kappa y la determinación de la proporción de acuerdos para cada categoría, y se comparó las proporciones mediante el estadístico de McNemar para grupos relacionados. La concordancia de las puntuaciones en la escala entre observadores se determinó mediante el cálculo del coeficiente de correlación intraclase de las puntuaciones totales asignadas por cada pareja de observadores/jueces al mismo sujeto, y para cada uno de los ítems de la escala mediante un modelo de 2 factores y efectos mixtos, valorándose la homogeneidad mediante acuerdo absoluto. Validez. Se realizó análisis de curvas COR (curva de características operativas para el receptor) para determinar el valor de corte de la puntuación de la escala que proporcionaba los mejores valores para los
indicadores de sensibilidad y especificidad (índice de Youden > 0,7) de diagnóstico de dolor neuropático o dolor con componente neuropático, para la muestra total de pacientes incluida en el estudio y para una submuestra de la que se excluyó a los pacientes con radiculopatías o dolor de componente mixto (neuropático y nociceptivo). Para cada valor de corte de la puntuación de la escala, además de la sensibilidad y la especificidad, se calculó el valor predictivo positivo (VPP) y el valor predictivo negativo (VPN), el coeficiente kappa de acuerdo con el diagnóstico según criterio habitual o diagnóstico de referencia, el área bajo la curva (ABC) de sensibilidad/1 – especificidad y su nivel de significación, y las razones de probabilidad de una prueba positiva (RPP) y prueba negativa (RPN). Se calculó estos últimos con las siguientes ecuaciones: RPP = sensibilidad / 100 – especificidad y RPN = 100 – sensibilidad / especificidad. Se calculó los intervalos de confianza (IC) del 95% de los estimadores del punto de corte seleccionado como óptimo. Los estimadores anteriores se han calculado para la muestra total de sujetos y para la submuestra de la que se excluyó a los pacientes con radiculopatía. Además, se valoraron los indicadores anteriores en subgrupos según sexo, edad agrupada en los intervalos intercuartílicos, nivel educativo e intensidad del dolor según el ítem de dolor actual del cuestionario de dolor de McGill (ítem PPI o intensidad del dolor actual). Se realizó una estadística descriptiva de las variables principales y secundarias evaluadas en este estudio para valorar los estadísticos de tendencia central y dispersión y evaluar la distribución de las variables mediante el test de Kolmogorov-Smirnov. Se utilizó la prueba de la t de Student para grupos independientes o la U de Mann-Whitney en caso de distribución no normal para comparar las variables continuas o las ordinales, respectivamente, entre los pacientes con dolor neuropático y dolor nociceptivo, y el test de la χ2 o la prueba exacta de Fisher para comparar las variables categóricas. Todas las pruebas estadísticas han sido bilaterales y se aceptó como estadísticamente significativo un error α < 0,05. El análisis de los datos se ha realizado mediante el paquete estadístico SPSS versión 12.0. El estudio siguió en todo momento las recomendaciones de Helsinki y similares para la realización de estudios en humanos y se solicitó el consentimiento a todos los pacientes para someterlos a la aplicación de la escala. Dado que el estudio no evaluaba ninguna intervención terapéutica ni solicitaba datos no habituales en la exploración del paciente con dolor, no se consideró necesario solicitar a un comité ético de investigación clínica que lo revisara.
pacientes incluidos en el estudio. En un total de 22 (25%) sujetos del grupo de dolor neuropático, lo ocasionaba una radiculopatía, en cuyo caso se lo consideró de componente mixto: neuropático e inflamatorio o nociceptivo. Los grupos de sujetos según el tipo de dolor presentaron diferencias estadísticamente significativas en la edad, en el índice de masa corporal y, como era de esperar, en la puntuación de la dimensión afectiva y en la puntuación total del cuestionario abreviado de dolor de McGill (tabla 1). Ambos grupos fueron homogéneos en la intensidad del dolor, en el nivel educativo, en la distribución según sexo, la proporción de pacientes que estaban recibiendo algún tipo de tratamiento y el número de fármacos usados por los pacientes. El 87,1% de los pacientes estaba recibiendo tratamiento farmacológico; el 18,7%, 1 fármaco; el 26,5%, 2; y el 42%, 3 o más. El panel de expertos no consideró que las diferencias que presentaban los grupos en estudio (en la edad, 7 años, y en el índice de masa corporal, 2,5 puntos) pudieran ser causa de falta de homogeneidad para la adaptación y validación de la escala LANSS. El proceso de adaptación cultural de la escala se realizó de acuerdo con las recomendaciones internacionales para adaptación de medidas de salud comunicadas por los pacientes, como se ha mencionado en la sección «Material y método». La validez de contenido de la escala se confirma por la versión original, que resultó factible en la prueba piloto de comprensibilidad y en la traducción-retrotraducción y la posterior corrección por el autor de la escala, por lo que el panel de expertos y traductores no consideró necesaria la reformulación de los ítems originales.
Determinación de la fiabilidad de la versión española de la escala LANSS Resultados El estudio se realizó entre octubre de 2004 y junio de 2005 e incluyó a un total de 156 pacientes, de los que 90 (58,4%) eran mujeres. La media (DE) de edad fue 62,6 (15,0) años; 89 (mujeres, 53%) pacientes tenían diagnóstico de dolor con componente neuropático y 67 (mujeres, 66%), dolor de tipo nociceptivo. La media de edad en el grupo de dolor neuropático (59,6 [19,4] años) fue significativamente menor que la del grupo con dolor nociceptivo (66,6 [11,8] años; p = 0,002). En la tabla 1 se detallan las características sociodemográficas y clínicas de la muestra analizada, de forma global y segmentada en los 2 grupos de estudio según hubiera o no componente neuropático en el dolor del paciente. En la tabla 2 se enumeran las principales causas etiológicas del dolor que presentaban los
La tabla 3 muestra los valores de los indicadores evaluados para medir la fiabilidad de la escala adaptada al castellano. Se puede considerar que todos los indicadores son aceptables para considerar que la versión española de la escala LANSS es un instrumento fiable. Los estimadores de consistencia interna, alfa de Cronbach y coeficiente de las dos mitades de Guttman, mostraron valores alrededor de 0,7, que se puede considerar suficientes (entre moderado y alto) para garantizar una contribución adecuada de cada ítem a la precisión de la escala. El coeficiente alfa de Cronbach no mejoró cuando se extrajo sucesivamente cada ítem de la escala (valores entre 0,60 y 0,71). La prueba de la T2 de Hotelling rechazó la hipótesis de igualdad de las medias de los ítems, lo que garantiza la variabilidad de las respuestas en las Med Clin (Barc). 2006;127(13):485-91
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TABLA 3 Propiedades de fiabilidad (acuerdo entre jueces y consistencia interna) de la versión española de la escala LANSS Concordancia entre jueces/observadores, puntuación escala LANSSa
General (n = 156) DNP (n = 89) DNC (n = 67) Sección A Ítem 1 Ítem 2 Ítem 3 Ítem 4 Ítem 5 Sección B Ítem 1 Ítem 2
Observador A
Observador B
CCI (IC del 95%)
t Student (p)
11,2 (7,2) 15,8 (4,9)b 5,0 (4,7)
11,7 (7,4) 15,6 (5,8)b 6,5 (6,1)
0,92 (0,89-0,94) 0,87 (0,80-0,92) 0,82 (0,66-0,90)
–1,563 (p = 0,120) 0,519 (p = 0,605) –2,924 (p = 0,005)
3,3 (2,4) 1,1 (2,1) 1,8 (1,5) 1,0 (1,0) 0,5 (0,5)
3,3 (2,4) 1,2 (2,6) 1,8 (1,5) 1,1 (1,0) 0,5 (0,5)
0,85 (0,79-0,89) 0,86 (0,80-0,90) 0,80 (0,72-0,85) 0,77 (0,69-0,84) 0,84 (0,78-0,88)
0,000 (p = 1,000) –0,533 (p = 0,595) –0,199 (p = 0,842) –0,755 (p = 0,452) 0,218 (p = 0,828)
1,8 (2,4) 1,7 (1,5)
2,0 (2,5) 1,9 (1,5)
0,78 (0,69-0,84) 0,79 (0,71-0,85)
–1,577 (p = 0,117) –1,000 (p = 0,319)
Concordancia entre jueces/observadores, diagnóstico del dolorc
Coeficiente de acuerdo kappa Acuerdo en los diagnósticos, %
0,70 (0,58-0,81) 84,8% (McNemar = 0,678) Consistencia interna Observador A
α de Cronbach Fiabilidad dos mitades Coeficiente de correlación Coeficiente de Guttman 2 T de Hotellingd
Observador B
0,68
0,7
0,54 0,68 292,1e
0,58 0,71 353,1e
CCI: coeficiente de correlación intraclase (intervalo de confianza [IC] del 95%); DNC: dolor nociceptivo; DNP: dolor neuropático; LANSS: versión española de la escala Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs. a Expresada como media ± (desviación típica). b p < 0,001 frente a DNC intraobservador. c Se utilizó el punto de corte ≥ 12 para establecer el diagnóstico de dolor neuropático. d Comprueba la hipótesis de igualdad de las medias de los ítems de la escala. e p < 0,001 (se descarta la hipótesis de igualdad de medias).
preguntas de la escala. Por otra parte, la fiabilidad entre jueces u observadores, básica en un instrumento que alberga una entrevista semiestructurada sujeta a la interpretación del entrevistador, mostró indicadores que se puede considerar entre buenos y muy buenos. Las puntuaciones totales, según grupo diagnóstico y en cada ítem, mostraron un acuerdo entre jueces muy elevado, tal como mostraron los valores del coeficiente de correlación intraclase, que oscilaron entre 0,77 y 0,92 (tabla 3), todos ellos estadísticamente significativos. De la misma manera, el acuerdo entre observadores en la clasificación diagnóstica (utilizando el valor de corte ≥ 12 puntos para el diagnóstico de dolor con componente neuropático) se puede considerar bueno (coeficiente de acuerdo κ = 0,70; IC del 95%, 0,580,81), con diferencias no significativas en la prueba de muestras relacionadas de
McNemar (p = 0,678). El coeficiente no paramétrico de simetría tau b de Kendall entre las clasificaciones diagnósticas de los observadores fue, asimismo, elevado y estadísticamente significativo (τb = 0,70; IC del 95%, 0,58-0,81; p < 0,0001). Por último, los coeficientes de las dos mitades de Guttman (0,68 y 0,71) son elevados y podrían ser indicadores de estabilidad temporal de la escala, a falta de comprobarse la estabilidad test-retest, no evaluada en este estudio.
Determinación de la validez de la versión española de la escala LANSS En la tabla 4 se puede observar los resultados de validez de la escala como método de diagnóstico de dolor con componente neuropático. Se muestran los indicadores de sensibilidad, especificidad, VPP, VPN, RPP y RPN y coeficiente
de acuerdo kappa con el diagnóstico de referencia, para los distintos valores de corte de la puntuación total de la entrevista con un índice de Youden > 0,7. Un valor de punto de corte ≥ 12 puntos mostró un coeficiente kappa de acuerdo elevado (κ = 0,70; IC del 95%, 0,59-0,81; p < 0,0001) y los valores más elevados de especificidad (89,4%; IC del 95%, 79,4%-95,6%) y VPP (91,1%; IC del 95%, 82,6%-96,4%), que el panel de expertos consideró como los indicadores de validez más adecuados para una prueba diagnóstica en la que se espera una elevada probabilidad de acierto diagnóstico cuando se aplica a un individuo y es positiva (VPP), a la vez que minimiza la proporción de pacientes que se quedan sin tratamiento específico de su dolor cuando descarta el componente neuropático (especificidad o proporción de falsos negativos). Además, el valor de corte ≥ 12 puntos concuerda con el valor de corte de la versión original y mostró el valor más alto de RPP. El área bajo la curva COR fue muy elevado, 0,929 (p < 0,0001; fig. 1), lo que garantiza una elevada proporción de clasificaciones correctas. El punto de corte ≥ 10 puntos mostró el índice de Youden más elevado (0,734), con un coeficiente kappa de acuerdo, asimismo, más elevado (κ = 0,74; IC del 95%, 0,63-0,85) que el punto de corte ≥ 12 puntos. Sin embargo, los indicadores de especificidad y VPP fueron más bajos (tabla 4). En la tabla 5 se muestran los valores anteriores una vez excluidos los 22 pacientes con radiculopatía (dolor mixto: neuropático y nociceptivo) para valorar si los estimadores de validez de la prueba se modifican sensiblemente al eliminar una posible fuente de error diagnóstico dado que este tipo de pacientes presenta los dos componentes del dolor que pretende diferenciar la escala LANSS; la figura 2 muestra el análisis de curva COR practicado a esta submuestra de pacientes. En general, todos los indicadores de validez se elevan discretamente si se los compara con esos mismos indicadores en la muestra completa. No obstante, no se puede considerar la variación puntual observada como clínicamente relevante, dado el so-
TABLA 4 Propiedades de validez para el diagnóstico de dolor con componente neuropático de la versión española de la escala LANSS Valor de corte de la puntuación de la escala LANSSa
Sensibilidad (%)
Especificidad (%)
VPP (%)
VPN (%)
RPP
RPN
κ
≥ 9 puntos ≥ 10 puntos ≥ 11 puntos ≥ 12 puntos
90,9 88,6 85,2 81,8
80,3 84,8 86,4 89,4
86 88,6 89,3 91,1
86,9 84,8 81,4 78,7
4,61 5,83 6,26 7,72
0,11 0,13 0,17 0,20
0,72b 0,74b 0,71b 0,70b
LANSS: versión española de la escala Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs; RPN: 100 – sensibilidad / especificidad; RPP: sensibilidad / 100 – especificidad. Se expresan los indicadores de sensibilidad, especificidad, valores predictivos positivo (VPP) y negativo (VPN), razones de probabilidad de una prueba positiva (RPP) y negativa (RPN) y el coeficiente de acuerdo kappa para cada valor de corte de la escala con el diagnóstico de referencia con criterios habituales en la unidad del dolor. a Puntos de corte con un índice de Youden > 0,7. b p < 0,001.
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1,0
1,0
0,8
0,8
0,6
0,6
Sensibilidad
Sensibilidad
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0,4
0,4
0,2
0,2
0,0
0,0 0,0
0,2
0,4
0,6
0,8
0,0
1,0
0,2
0,6
0,8
1,0
1-Especificidad
1-Especificidad Fig 1. Análisis de curvas COR (curva de características operativas para el receptor) para la muestra total incluida en el estudio de validación de la escala LANSS. Los ejes muestran la sensibilidad y 1 – especificidad de la escala para un diagnóstico de dolor con componente neuropático positivo. Área bajo la curva = 0,929 (intervalo de confianza del 95%, 0,890-0,968; p < 0,001).
lapamiento de los IC del 95% (valores no mostrados). El punto de corte ≥ 12 puntos también presentó los valores más elevados de especificidad y VPP (> 90%) en esta submuestra de pacientes (especificidad, 90,3%; IC del 95%, 80,1%-96,4%; y VPP, 90,2%; IC del 95%, 79,8%-96,3%). La tabla 6 muestra los indicadores de validez de la prueba para el nivel de corte ≥ 12 puntos en diferentes subgrupos de la muestra; sexo, grupo de edad, nivel de estudios e intensidad del dolor actual según el ítem PPI de la escala abreviada de dolor de McGill. Este valor de corte se mostró robusto para estos subgrupos en la mayoría de los casos, con indicadores de validez en valores aceptables, excepto para algunos subgrupos (tabla 6) con efectivos reducidos en los que los indicadores de validez fueron discretos: dolor actual calificado como terrible (categoría 4 en el ítem PPI), pacientes menores de
0,4
Fig. 2. Análisis de curvas COR (curva de características operativas para el receptor) para la muestra incluida en el estudio de validación de la escala LANSS una vez excluidos los pacientes con radiculopatía (dolor mixto, neuropático y nociceptivo; n = 22). Los ejes muestran la sensibilidad y 1 – especificidad de la escala para un diagnóstico de dolor con componente neuropático positivo. Área bajo la curva = 0,943 (intervalo de confianza del 95%, 0,905-0,980; p < 0,001).
50 años y sujetos con estudios superiores. En estos 3 subgrupos, el coeficiente de acuerdo kappa con el diagnóstico de referencia se situó por debajo de 0,6 aunque, como se ha señalado, el número de pacientes en cada subgrupo fue muy pequeño. Discusión El valor del diagnóstico diferencial del dolor según haya componente neuropático o no es ayudar a los clínicos no sólo en la caracterización y la correcta tipificación del dolor del paciente, sino también ayudar en la correcta selección de la estrategia terapéutica que seguir en cada caso, dadas las diferentes respuestas al tratamiento que presentan los pacientes según el tipo de dolor y la disponibilidad de tratamientos más adecuados para el dolor neuropático4. Por lo tanto, esto debe-
ría redundar en mejorar la selección inicial del tratamiento más adecuado a la situación del paciente. La posibilidad de contar con una herramienta diagnóstica de evidente utilidad, que es una fiel descripción de los síntomas y la evolución de estos pacientes, ofrece una ayuda de primer orden para la clínica y la investigación del dolor de tipo neuropático. La disponibilidad de una versión española de la escala LANSS podría facilitar, en primer lugar, mejorar las tasas de diagnóstico correcto del dolor neuropático diferenciándolo del nociceptivo. En segundo lugar, podría ayudar a la selección del tratamiento más adecuado de entre los disponibles para el tratamiento del dolor. Por último, puede permitir la realización de estudios más amplios, con participación de diferentes centros, sin temor a errores de clasificación de pacientes o disparidad de diagnósticos. Esto de-
TABLA 5 Propiedades de validez para el diagnóstico de dolor con componente neuropático de la versión española de la escala LANSS, una vez excluidos los pacientes con radiculopatía (dolor de tipo mixto) Valor de corte de la puntuación de la escala LANSSa
Sensibilidad (%)
Especificidad (%)
VPP (%)
VPN (%)
RPP
RPN
κ
≥ 9 puntos ≥ 10 puntos ≥ 11 puntos ≥ 12 puntos
93,8 90,6 87,5 85,9
82,3 87,1 87,1 90,3
84,5 87,9 87,5 90,2
92,7 90 87,1 86,2
5,3 7,02 6,78 8,86
0,08 0,11 0,14 0,16
0,76b 0,78b 0,75b 0,76b
LANSS: versión española de la escala Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs; RPN: 100 – sensibilidad / especificidad; RPP: sensibilidad / 100 – especificidad. Se expresan los indicadores de sensibilidad, especificidad, valores predictivos positivo (VPP) y negativo (VPN), razones de probabilidad de una prueba positiva y negativa (RPP) y (RPN) y el coeficiente de acuerdo kappa para cada valor de corte de la escala con el diagnóstico de referencia con criterios habituales en la unidad del dolor. a Puntos de corte con un índice de Youden > 0,7. b p < 0,001.
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TABLA 6 Propiedades de validez para el diagnóstico de dolor con componente neuropático de la versión española de la escala LANSS en distintos subgrupos Valor de corte ≥ 12 puntos en la escala LANSS
Sexo Mujer (n = 90) Varón (n = 64) Edad ≤ 50 años (n = 33) 51-65 años (n = 39) 66-75 años (n = 52) > 75 años (n = 28) Intensidad del dolor (ítem PPI) 0, sin dolor (n = 8) 1, leve (n = 27) 2, moderado (n = 53) 3, molesto (n = 39) 4, horrible (n = 16) 5, insoportable (n = 8) Nivel educativo Sin estudios (n = 44) Estudios primarios (n = 63) Estudios secundarios (n = 24) Formación profesional (n = 10) Estudios superiores (n = 8)
Sensibilidad (%) Especificidad (%)
VPP (%)
VPN (%)
RPP
RPN
κ
85,1 77,5
90,5 86,4
90,9 91,2
84,4 67,9
8,96 5,7
0,16 0,26
0,75a 0,60a
88,5 73,9 84,6 76,9
71,4 93,8 88,5 93,3
92 94,4 88 90,9
62,5 71,4 85,2 82,4
3,09 11,92 7,36 11,48
0,16 0,28 0,17 0,25
0,57a 0,65a 0,73a 0,71a
100 87,5 80 71,4 83,3 100
100 90,9 81,8 94,4 75 100
100 93,3 85,7 93,8 90,9 100
100 83,3 75 73,9 60 100
– 9,62 4,4 12,75 3,33 –
0 0,14 0,24 0,3 0,22 0
1,00a 0,77a 0,61a 0,65a 0,54a 1,00a
81 82,9 76,9 88,9 71,4
87 92,3 90,9 100 100
85 93,5 90,9 100 100
83,3 80 76,9 50 33,3
6,23 10,77 8,45 – –
0,22 0,19 0,25 0,11 0,29
0,68a 0,74a 0,67b 0,62b 0,39c
LANSS: versión española de la escala Leeds Assessment of Neuropathic Symptoms and Signs; PPI: intensidad del dolor actual; RPN: 100 – sensibilidad / especificidad; RPP: sensibilidad / 100 – especificidad. Se expresan los indicadores de sensibilidad, especificidad, valores predictivos positivo (VPP) y negativo (VPN), razones de probabilidad de una prueba positiva (RPP) y negativa (RPN), y el coeficiente de acuerdo kappa para cada valor de corte de la escala con el diagnóstico de referencia con criterios habituales en la unidad del dolor. a p < 0,001. b p < 0,05. c p > 0,05.
bería traducirse en un incremento de las posibilidades de profundizar en el conocimiento del dolor de tipo neuropático. Hasta ahora se disponía únicamente de la escala de Galer6, pero, como se ha mencionado en la introducción, ésta sólo es capaz de diferenciar el dolor neuropático por neuralgia postherpética de los demás subtipos de dolor neuropático, por lo que es de poca ayuda para el clínico, no sólo para el diagnóstico diferencial de los dos tipos de dolor existentes, sino también en la parte correspondiente a la orientación en la selección adecuada del tratamiento analgésico. Recientemente se ha puesto a disposición del clínico 2 nuevas escalas para el diagnóstico diferencial del dolor de tipo neuropático del nociceptivo: la escala NPQ de Krause et al15 y la escala DN4, validada y desarrollada originalmente en francés por Bouhassira et al16. Sin embargo, dada su novedad, carecen de experiencia clínica en condiciones de práctica médica habitual, particularmente la escala DN4, que confirmen los resultados observados en los estudios de desarrollo y validación de esas escalas. Serán necesarios, por tanto, estudios futuros que permitan comparar en condiciones de vida real las propiedades psicométricas de estas escalas, LANSS, DN4 y NPQ, y determinar su utilidad clínica comparativa, aunque esta última no explora los síntomas sensoriales del dolor, que son los más específicos del dolor neuropático. El estudio diseñado ad hoc para la validación de la escala LANSS al español ha demostrado, a partir de los indicadores estadísticos observados, que la versión adaptada al castellano se puede conside-
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rar como fiable (alfa de Cronbach y coeficientes de correlación intraclase ≥ 0,70) y válida (coeficientes de acuerdo kappa con diagnóstico de referencia > 0,5 y en la mayoría de los casos > 0,7) para diferenciar a los pacientes con un posible componente neuropático en su dolor de los pacientes con dolor de tipo nociceptivo17. La escala se ha mostrado fiable y válida, incluso cuando se incorporaron pacientes con dolor de tipo mixto (sujetos con radiculopatías) al grupo de pacientes con dolor neuropático, y mantuvo indicadores aceptables de fiabilidad y validez. Asimismo, la escala ha continuado siendo fiable y válida en diferentes subgrupos según el sexo, la edad, el nivel de estudios o la intensidad del dolor en el momento de aplicar la escala. A este respecto, cabe señalar que en algunos subgrupos (pacientes con edad inferior a 50 años e intensidad del dolor considerada como horrible –categoría 4 en el ítem PPI del cuestionario abreviado de dolor de McGill– y con nivel de estudios superiores) los indicadores de validez fueron discretos, con valores de coeficiente kappa de concordancia diagnóstica con el diagnóstico de referencia cercanos o inferiores a 0,5. Estos subgrupos estaban constituidos por un número reducido, incluso muy reducido en el caso del subgrupo de intensidad del dolor y el de estudios superiores, por lo que sería necesario realizar algún estudio adicional en que este tipo de pacientes estuviera más representado, antes de establecer limitaciones definitivas de uso de la escala LANSS en este tipo de situaciones. Cabe señalar que la muestra de pacientes con dolor neuropático y nociceptivo
incluido en el estudio incorporó a pacientes con el tipo de dolor más representativo y frecuente en la práctica clínica para ambos subtipos de dolor, lo que confiere una adecuada representatividad a la muestra de sujetos captada para este estudio. Además, y como se pudo observar en la puntuación total y de las dimensiones sensorial y afectiva del cuestionario abreviado de dolor de McGill que presentaron ambos subgrupos, éstos mostraron puntuaciones significativamente diferentes en los síntomas sensoriales que diferencian a ambos tipos de dolor, mientras que no se observaron diferencias significativas en la dimensión de síntomas afectivos ni en la intensidad del dolor (ítem PPI y EVA). Aunque algunos autores consideran demasiado simple la separación del dolor en nociceptivo y neuropático y todavía hay cierta controversia científica sobre el concepto de disfunción del sistema nervioso atribuible al origen neuropático de este tipo de dolor, lo cierto es que, desde un punto de vista asistencial, esta separación, aunque sencilla, es de utilidad para la práctica clínica diaria y, sobre todo, seleccionar un grupo o grupos de fármacos para establecer el más idóneo tratamiento del dolor18-21. Todos los estimadores estadísticos calculados para valorar la fiabilidad y la validez de la entrevista han sido buenos y en línea con los señalados por Bennett en el estudio de validación de la escala original8. En nuestro estudio de validación hemos observado un elevado coeficiente kappa de acuerdo (0,70) con el diagnóstico de referencia realizado con criterios habituales clínicos en la unidad del dolor, para el punto de corte ≥ 12
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puntos, recomendado por su autor original como mejor punto de discriminación entre dolor de tipo nociceptivo y dolor con un posible componente neuropático como causa principal del dolor del paciente, lo que le confiere una validez adecuada para la finalidad con que se ha desarrollado8. El coeficiente de acuerdo mejoró discretamente hasta 0,74 cuando se utilizó como punto de corte un valor ≥ 10 puntos, punto con el mayor valor del índice de Youden. No obstante, se eligió el punto de corte ≥ 12 puntos porque, además de coincidir con el recomendado en la escala original y tener el valor más alto de razón de probabilidad de una prueba positiva, ofrece los valores más altos de especificidad de la prueba y VPP, características ambas de mayor valor para una prueba que pretende ayudar en la selección del tratamiento más adecuado para el paciente con dolor neuropático. En este sentido, interesa un valor de corte que tenga la mayor probabilidad de acertar en el diagnóstico cuando se aplica individualmente el VPP, pero que, a la vez, minimice el número de falsos negativos, es decir, reduzca lo máximo posible el número de sujetos que recibiría un tratamiento inadecuado para su dolor (especificidad). Cabe señalar, en línea con lo comentado previamente, que el coeficiente de acuerdo kappa mejoró sólo discretamente cuando se eliminó a los 22 pacientes con radiculopatía (dolor de tipo mixto) que podrían estar aumentando el nivel de error de la prueba. La inclusión de pacientes con dolor de tipo mixto en nuestro estudio de validación y la constatación de que la escala no pierde fiabilidad ni validez cuando se los incluye, aspecto éste no evaluado en el estudio de desarrollo de la escala por Bennett, dan una utilidad adicional a nuestro estudio, aunque el número de pacientes con esta categoría de dolor fuera reducido. La escala ha demostrado ser estable y poseer una buena concordancia entre observadores distintos, lo que la habilita como método de diagnóstico fiable. La prueba de las 2 mitades permite adelantar que la entrevista posee propiedades de estabilidad temporal, aunque en este estudio no se ha analizado la fiabilidad test-retest del instrumento con el mismo observador, dadas las dificultades que entraña repetir la entrevista con el mismo observador al mismo paciente cierto
tiempo después de la entrevista inicial de forma que se garantice que no haya un efecto recuerdo. No obstante, el estudio de validación de la escala presenta algunas limitaciones. En primer lugar, merece la pena señalar que la muestra finalmente captada para el estudio ha quedado algo desequilibrada a favor de los pacientes con dolor principal de componente neuropático (89 sujetos, el 57,1% de la muestra). No obstante, si se excluye a los 22 pacientes con radiculopatías incluidos en este grupo, las muestras quedan totalmente equilibradas; 67 pacientes por grupo. A este respecto, y aunque los estimadores de fiabilidad y validez observados han sido aceptables, cabría señalar que el subgrupo de pacientes con dolor de tipo mixto se encuentra cuantitativamente poco representado, aunque no era el objetivo inicial del estudio incluir 3 grupos de pacientes claramente diferenciados, sino que se pretendía valorar la capacidad discriminatoria de la escala dependiendo de que haya un componente neuropático del dolor o no lo haya, que es lo que precisa un tratamiento específico diferente de los analgésicos habituales usados en el manejo del dolor nociceptivo. Otras limitaciones observadas, además de lo ya comentado sobre no haber explorado la fiabilidad test-retest del instrumento, radican en los valores de validez discretos observados en algunos subgrupos que, aun a pesar de contarse con un número muy escaso y que no se los consideró inicialmente en el diseño del estudio, queda por confirmar en futuras ampliaciones de este estudio en las que los mencionados tipos de pacientes estén más representados. Queda también por valorar la utilidad en la práctica clínica de la escala LANSS en relación con otras escalas disponibles como la de Galer o la DN4, que en este estudio de validación no se ha podido tener en cuenta. Por último, y aunque ya mencionado, sería conveniente explorar la fiabilidad y la validez de la escala con una muestra más numerosa de pacientes con dolor de tipo mixto que permitiera confirmar los resultados observados en este estudio. A pesar de las limitaciones comentadas, la versión española de la escala LANSS posee propiedades psicométricas adecuadas de fiabilidad y validez para utilizarla en España como instrumento de diagnóstico diferencial de pacientes con
dolor nociceptivo del dolor con un componente neuropático. REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS 1. IASP Task Force in Taxonomy. Pain terms: a current list with definitions and notes on usage. En: Merksey H, Bogduk N, editores. Classification of chronic pain syndromes and definitions of pain terms, 2.ª ed. Seattle: IASP; 1994. p. 206-13. 2. Jensen TS, Gottrup H, Sindrup SH, Bach FW. The clinical picture of neuropathic pain. Eur J Pharmacol. 2001;429:1-11. 3. Gálvez R. Concepto, generalidades, etiología e incidencia del dolor neuropático. En: Rafael Gálvez Mateos et al, editores. Abordaje actual del dolor neuropático, 1.ª ed. Madrid: Master Line & Prodigio; 2003. p. 12-22. 4. Gálvez R, Rejas J, Pérez M, Gómez M. Prevalencia del dolor neuropático en España: implicaciones clínicas, laborales y asistenciales. Med Clin (Barc). 2005;125:221-9. 5. Karlsten R, Gordth T. How do drugs relieve neurogenic pain? Drugs Aging. 1997;11:398-412. 6. Galer BS, Jensen MP. Development and preliminary validation of a pain measure specific to neuropathic pain: the neuropathic pain scale. Neurology. 1997;48:332-8. 7. Bennett M. The LANSS Pain Scale: the Leeds assessment of neuropathic symptoms and signs. Pain. 2001;92:147-57. 8. Melzack R. The short-form McGill Pain Questionnaire SF-MPQ. Pain. 1987;30:191-7. 9. Browner WS, Newman TB, Cummings SR. Diseño de un nuevo estudio: III. Pruebas diagnósticas. En: Hulley SB, Cummings SR, editores. Diseño de la investigación clínica: un enfoque epidemiológico. Barcelona: Doyma; 1993. p. 97-108. 10. Nunnally JC, Bernstein IJ. Teoría psicométrica, 3.ª ed. México: McGraw-Hill; 1995. 11. Fayers PM, Machin D. Quality of life. Assessment, analysis and interpretation. Chichester: Wiley; 2000. 12. Casas J, Repullo JR, Pereira J. Medidas de calidad de vida relacionada con la salud. Conceptos básicos, construcción y adaptación cultural. Med Clin (Barc). 2001;116:796-8. 13. Chassany O, Sagnier P, Marquis P, Fullerton S, Aaronson N, for the European Regulatory Issues on Quality of Life Assessment Group. Patient-reported outcomes: the example of health-related quality of life. A European guidance document for the improved integration of health-related quality of life assessment in the drug regulatory process. Drug Info J. 2002;36:209-38. 14. Guillemin F, Bombardier C, Beaton D. Cross-cultural adaptation of health-related quality of life measures: literature review and proposed guidelines. J Clin Epidemiol. 1993;46:1417-32. 15. Krause SJ, Backonja M. Development of a neuropathic pain questionnaire. Clin J Pain. 2003;19:306-14. 16. Bouhassira D, Attal N, Alchaar H, Boureau F, Brochet B, Bruxelle J, et al. Comparison of pain syndromes associated with nervous or somatic lesions and development of a new neuropathic pain diagnostic questionnaire (DN4). Pain. 2005;114:29-36. 17. Streiner DL, Norman GR. Health measurement scales. A practical guide to their development and use. Oxford: Oxford University Press; 1989. 18. Wall PD. Neuropathic pain and injured nerve: central mechanisms. Br Med Bull. 1991;47: 631-43. 19. Backonja MM. Defining neuropathic pain. Anesth Analg. 2003;97:785-90. 20. Bennett GJ. Neuropathic pain: a crisis of definition? Anesth Analg. 2003;97:619-20. 21. Hansson P. Difficulties in stratifying neuropathic pain by mechanisms. Eur J Pain. 2003;7:353-7.
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