Evaluar la utilidad diagnóstica (UD) del Mini-Mental (MMS) en la detección del deterioro cognitivo (DC) en Atención Primaria (AP) y determinar las mejores condiciones de aplicación para este fin.
DiseñoAnálisis conjunto de 2 estudios de evaluación de pruebas diagnósticas prospectivos con selección consecutiva y sistemática, verificación completa y doble cegamiento, realizados en Madrid y Granada.
EmplazamientoEl MMS fue aplicado en AP y el diagnóstico de referencia en Atención Especializada.
ParticipantesSe seleccionaron de forma consecutiva y sistemática sujetos con quejas o sospecha de DC atendidos en AP.
Mediciones principalesLa UD del MMS se evaluó mediante el área bajo la curva ROC (AUC) y se consideró mejor punto de corte el que ofrecía la mayor tasa de aciertos diagnósticos (TAD) y el mayor índice kappa. Se analizó de forma independiente la UD para las puntuaciones directas (MMSd) y ajustadas por edad y nivel educativo (MMSa)
ResultadosEn la muestra total de 360 sujetos (214 DC), la UD de MMSd fue significativamente superior a la de MMSa (0,84±0,02 vs 0,82±0,02, p≤0,001). El rendimiento diagnóstico conseguido por el MMSd con el mejor punto de corte (22/23) fue discreto (TAD 0,77, kappa 0,52±0,05), pero no fue mejorado por ningún punto de corte del MMSa.
ConclusiónEl Mini-Mental tiene una UD discreta para la detección de DC en AP que no mejora con la corrección de las puntuaciones por edad y nivel educativo; el mejor punto de corte es 22/23, inferior al habitualmente recomendado.
To evaluate the diagnostic accuracy (DA) of the Mini-Mental State (MMS) for the detection of cognitive impairment (CI) in Primary Care (PC) and to determine the best conditions of use for that purpose.
DesignPooled analysis of two prospective, double blind, studies on the evaluation of diagnostic tools with complete verification that were conducted in Madrid and Granada (Spain).
SettingThe MMS was administered in PC and the final cognitive diagnosis (gold standard) was made in Specialized Care.
ParticipantsSubjects with cognitive complaints or suspected of having CI were consecutively recruited in the PC clinic.
Principal measuresThe DA of the MMS was evaluated using the area under the receiver operating characteristic (ROC) curve (AUC). The best cut-off point was selected according to the ratio of cases correctly classified (RCC) and to the kappa index. Direct (MMSd) and age- and education-adjusted (MMSa) total scores were analyzed separately.
ResultsIn the total sample of 360 subjects (214 CI), the DA of the MMSd was significantly superior to that of the MMSa (0.84±0.02 vs 0.82±0.02, p≤.001). The yield obtained by the best cut-off point of the MMSd (22/23) was modest (RCC 0.77, kappa 0.52±0.05) and was not improved by any MMSa cut-off point.
ConclusionThe DA of the MMS for detection of CI in PC was modest and did not improve with adjustment of the score by age and education. The best cut-off point was 22/23, inferior to the usually recommended cut-off.
El envejecimiento de la población ha provocado un notable incremento de la prevalencia de deterioro cognitivo (DC), cuya identificación precoz permitiría un estudio diagnóstico adecuado que evalúe la presencia de factores corregibles o controlables, la intervención sobre los cuales podría ayudar a retrasar o incluso evitar la aparición de demencia1, una situación clínica que se asocia a un mayor consumo de recursos sanitarios, peor calidad de vida y mayor morbimortalidad. La identificación precoz del DC ha demostrado ser coste-efectiva y conllevar un ahorro en los costes globales derivados de la demencia2.
En aras de una utilización racional y eficiente de recursos, la Atención Primaria (AP) está llamada a ser el lugar para la detección, e incluso para el diagnóstico temprano, del DC3. Desde un punto de vista pragmático, el interés del profesional de AP ha de ser la detección del DC, y no de la demencia. Una separación entre ambas entidades resulta difícil o arbitraria en no pocas ocasiones. Además, una focalización en la detección de demencia haría escapar el DC y, con ello, la posibilidad de intervenciones preventivas, paliativas y de investigación. La detección y evaluación diagnóstica del DC debería ser el objetivo, ya que posponer el esfuerzo diagnóstico a la fase de demencia contribuye a empobrecer la calidad de vida de los sujetos y de sus familiares4.
La detección del DC en AP exige una actitud de alerta y el uso de tests cognitivos breves, ya sea de forma aislada o asociados a cuestionarios para el informador. El test Mini-Mental State (MMS)5, o «Mini-Mental», es todavía el test cognitivo breve más utilizado en nuestro país, y su versión de 30 puntos utilizada en el estudio NORMACODEM6 la más usada7, por delante incluso de la primera versión validada que contiene modificaciones significativas con respecto al original8. Sin embargo, no se dispone de recomendaciones precisas acerca del uso de este instrumento en la detección del DC en nuestro ámbito.
El objetivo de este estudio fue evaluar la efectividad del MMS en la detección del DC en AP y determinar las recomendaciones más adecuadas para ello a partir de los 2 estudios fase iii de evaluación de pruebas diagnósticas9 realizados en nuestro país.
Material y métodosCaracterísticas de los estudiosLos 2 estudios incluidos en la presente investigación fueron realizados en las ciudades de Granada10 y Madrid11. Se trata de 2 estudios de evaluación de la utilidad diagnóstica de distintas herramientas de detección del DC, entre ellas el MMS, con las siguientes características comunes: a) la selección y la aplicación del MMS se llevaron a cabo en AP, mientras que el estudio diagnóstico de referencia («patrón de oro») se realizó en Atención Especializada; b) la versión del MMS empleada fue la validada en el estudio NORMACODEM, prescindiendo de la alternativa del deletreo inverso de la palabra «mundo»; c) la selección se realizó de forma prospectiva y consecutiva y se incluyeron todos aquellos sujetos con quejas subjetivas de pérdida de memoria, quejas por parte del familiar o acompañante, o sospechas generadas en el profesional derivadas de su observación directa (espectro de la enfermedad adecuadamente representado); d) todos los sujetos seleccionados, independientemente del resultado del test de cribado, se sometieron al estudio diagnóstico (verificación completa)12; e) los investigadores que aplicaron el MMS desconocían el diagnóstico de los sujetos y los investigadores que aplicaron el diagnóstico de referencia no conocían el resultado del MMS (doble cegamiento); f) el diagnóstico de referencia se realizó por un neurólogo experto en trastornos cognitivo-conductuales, tras completar una extensa valoración clínica y después de realizarse una exploración neuropsicológica formal que no incluía el MMS (independencia del diagnóstico), y g) se utilizaron los criterios del Grupo de Estudio de Neurología de la Conducta y Demencias de la SEN para el diagnóstico de la alteración cognitiva leve (ACL, o deterioro cognitivo ligero)13 y los criterios de la Asociación de Psiquiatría Americana para el diagnóstico de demencia (DSM-IV-TR)14 (diagnóstico de referencia adecuado).
Hubo algunas diferencias metodológicas, principalmente en relación con los criterios de inclusión y exclusión. Así, el estudio de Madrid incluyó sujetos a partir de los 50 años de edad, mientras que en el de Granada no se estableció ningún límite de edad. El estudio de Granada se llevó a cabo en 4 centros de salud durante el periodo de un año (1/2/2008-31/1/2009), mientras que la muestra de Madrid procede en su mayor parte (174 sujetos) de un único centro de salud y fue seleccionada entre 1/4/2000 y 31/10/2002, siendo los sujetos restantes remitidos desde otros centros de salud. En ambos estudios los criterios de exclusión fueron testimoniales y se limitaron a aquellos sujetos que tenían un diagnóstico previo de DC (Granada) o que habían sido estudiados previamente por DC (Madrid).
Análisis estadísticoSe compararon las características demográficas y clínicas de las 2 muestras utilizando el test de la t de Student para las variables cuantitativas y el test de la ji al cuadrado y la prueba exacta de Fisher para las variables cualitativas. Se analizó la influencia de la ciudad en el MMS mediante un análisis de la covarianza (ANCOVA) de 2 factores (ciudad [Madrid vs Granada]×diagnóstico [no DC vs DC]) y 3 covariables (edad [años], sexo [hombre vs mujer] y educación [estudios primarios no completados vs al menos estudios primarios completos]). La utilidad diagnóstica del MMS se evaluó mediante el cálculo del área bajo la curva ROC (AUC), tanto para la puntuación directa (MMSd), como para la puntuación corregida o ajustada por edad y nivel educativo (MMSa) según las recomendaciones del estudio NORMACODEM6. Para la comparación entre AUC se utilizó el método de Hanley y McNeil para resultados procedentes de una misma muestra15.
Para cada punto de corte del MMS se calculó la sensibilidad, la especificidad, el cociente de probabilidad positivo, la tasa de aciertos diagnósticos (TAD) y el índice kappa de concordancia diagnóstica. Se eligió como mejor punto de corte aquel al que correspondía la TAD y el índice kappa mejores. Todos los parámetros se calcularon con sus respectivos intervalos de confianza del 95% y se aplicó la comparación de proporciones para analizar las posibles diferencias. Todos los cálculos se llevaron a cabo en ambas muestras por separado y en la muestra conjunta.
ResultadosLas características clínicas y demográficas de cada una de las 2 muestras y de la muestra total aparecen en la tabla 1. Existía un predominio del sexo femenino (70,8%) y un grado de escolarización medio-bajo (el 50% no había completado los estudios primarios), hecho este especialmente acusado en la muestra de Granada, en la que había un mayor número de analfabetos (14,3 vs 5,5%, p≤0,005). Esta última muestra presentaba también un mayor porcentaje de pacientes con demencia (34,3% vs 13,2, p≤0,001) y una puntuación inferior en el MMSd (20,0±5,6 [media±desviación estándar] vs 21,8±4,8, p≤0,001) y en el MMSa (20,9±5.1 vs 23,2±4,8, p≤0,001). Los resultados en el MMS estaban influidos significativamente por el sexo (p≤0,005), la edad (p≤0,001), el nivel educativo (p≤0,001) y el diagnóstico cognitivo (p≤0,001), pero no por la procedencia de la muestra (p=0,33).
Características sociodemográficas y resultados del Mini-Mental en las muestras
| Madrid | Granada | p | Total | |
| N.° de sujetos | 220 | 140 | 360 | |
| Sexo (mujeres) | 154 (70,0) | 101 (72,1) | 0,38 | 255 (70,8) |
| Edad (años) | 72,8±8,7 | 72,2±11,3 | 0,55 | 72,6 ± 9,8 |
| Analfabetos | 10 (4,5) | 20 (14,3) | ≤ 0,005 | 30 (8,3) |
| Nivel educativo | ||||
| < Primarios | 108 (49,1) | 72 (51,4) | 0,37 | 180 (50,0) |
| ≥ Primarios | 112 (50,9) | 68 (48,6) | 180 (50,0) | |
| Deterioro cognitivo | 129 (58,6) | 85 (60,7) | 0,77 | 214 (59,5) |
| Diagnóstico cognitivo | ||||
| No DC | 91 (41,4) | 55 (39,3) | ≤ 0,001 | 146 (40,6) |
| ACL | 100 (45,4) | 37 (26,4) | 137 (38,1) | |
| DEM | 9 (13,2) | 48 (34,3) | 77 (21,4) | |
| MMSd | 21,8±4,8 | 20,0±5,6 | ≤ 0,001 | 21,1±5,2 |
| MMSa | 23,2±4,6 | 20,9±5,1 | ≤ 0,001 | 22,3±4,9 |
ACL: alteración cognitiva leve; DEM: demencia; No DC: no deterioro cognitivo; MMSa: puntuaciones del Mini-Mental ajustadas por edad y nivel educativo; MMSd: puntuaciones directas del Mini-Mental. Las cifras son número de sujetos (porcentaje) o media±desviación estándar.
En la muestra de Madrid no hubo diferencias significativas entre la utilidad diagnóstica del MMSd y el MMSa (0,84±0,03 [AUC±error estándar] vs 0,83±0,03) (fig. S1 [material suplementario]). El mejor resultado se obtuvo con el punto de corte 22/23 del MMSd (TAD 0,77, kappa 0,54±0,05), sin que ningún punto de corte del MMSa pudiera alcanzar este rendimiento (tablas S1 y S2 [material suplementario]). En la muestra de Granada, la UD de MMSd fue ligera pero significativamente superior a la de MMSa (0,86±0,03 vs 0,83±0,03; p≤0,001) (fig. S2 [material suplementario]). El mejor punto de corte del MMSd fue 19/20 (TAD 0,76, kappa 0,53±0,07), resultados similares a los conseguidos con el punto de corte 20/21 del MMSa, pero no superados por ningún otro punto de corte (tablas S3 y S4 [material suplementario]).
La figura 1 muestra los resultados de MMSd de la muestra conjunta según el estado cognitivo. La UD del MMSd fue ligera pero significativamente superior a la del MMSa de forma global (0,84±0,02 vs 0,82±0,02; p≤0,001) (fig. 2). Los parámetros diagnósticos de MMSd y MMSa estimados en esta muestra se resumen en las tablas 2 y 3 respectivamente. El mejor punto de corte fue 22/23 con el MMSd (TA 0,77, kappa 0,52±0,05), no superado por ningún punto de corte del MMSa (fig. 3).
Parámetros diagnósticos obtenidos con las puntuaciones directas del Mini-Mental en la muestra conjunta
| PdC | S (IC 95%) | E (IC 95%) | CP + (IC 95%) | TAD | Kappa ± EE |
| ≤ 19 | 53,74 (46,8-60,6) | 95,21 (90,4-98,1) | 11,21 (5,4-23,3) | 0,71 | 0,45±0,04 |
| ≤ 20 | 62,62 (55,8-69,1) | 89,73 (83,6-94,1) | 6,09 (3,7-10,0) | 0,74 | 0,49±0,04 |
| ≤ 21 | 68,22 (61,5-74,4) | 84,93 (78,1-90,3) | 4,53 (3,0-6,7) | 0,74 | 0,49±0,04 |
| ≤ 22 | 76,64 (70,4-82,1) | 76,71 (69,0-83,3) | 3,29 (2,4-4,5) | 0,77 | 0,52±0,04 |
| ≤ 23 | 82,71 (77,0-87,5) | 63,01 (54,6-70,8) | 2,24 (1,8-2,8) | 0,75 | 0,47±0,05 |
| ≤ 24 | 85,98 (80,6-90,3) | 52,74 (44,3-61,1) | 1,82 (1,5-2,2) | 0,73 | 0,40±0,05 |
| ≤ 25 | 91,12 (86,5-94,6) | 45,21 (37,0-53,6) | 1,66 (1,4-1,9) | 0,73 | 0,39±0,05 |
| ≤26 | 96,26 (92,8-98,4) | 26,71 (19,7-34,7) | 1,31 (1,2-1,5) | 0,68 | 0,26±0,04 |
| ≤ 27 | 97,20 (94,0-99,0) | 17,81 (12,0-25,0) | 1,18 (1,1-1,3) | 0,65 | 0,17±0,04 |
CP+: cociente de probabilidad positivo; E: especificidad; EE: error estándar; IC 95%: intervalo de confianza del 95%; kappa: índice kappa; PdC: punto de corte; S: sensibilidad; TAD: tasa de aciertos diagnósticos.
Parámetros diagnósticos obtenidos con las puntuaciones del Mini-Mental ajustadas por edad y nivel educativo en la muestra de conjunta
| PdC | S (IC 95%) | E (IC 95%) | CP + (IC 95%) | TAD | Kappa ± EE |
| ≤ 19 | 42,06 (35,4-49,0) | 98,63 (95,1-99,8) | 30,70 (7,7-122,7) | 0,65 | 0,36±0,04 |
| ≤ 20 | 50,00 (43,1-56,9) | 96,58 (92,2-98,9) | 14,60 (6,1-34,9) | 0,69 | 0,42±0,04 |
| ≤ 21 | 57,94 (51,0-64,6) | 88,36 (82,0-93,1) | 4,98 (3,1-7,9) | 0,70 | 0,43±0,04 |
| ≤ 22 | 68,22 (61,5-74,4) | 82,88 (75,8-88,6) | 3,98 (2,8-5,8) | 0,74 | 0,49±0,04 |
| ≤ 23 | 73,36 (66,9-79,2) | 76,03 (68,3-82,7) | 3,06 (2,3-4,1) | 0,74 | 0,48±0,05 |
| ≤ 24 | 81,31 (75,4–86,3) | 60,96 (52,5-68,9) | 2,08 (1,7-2,6) | 0,73 | 0,43±0,05 |
| ≤ 25 | 86,92 (81,6-91,1) | 47,95 (39,6-56,4) | 1,67 (1,4-2,0) | 0,71 | 0,43±0,05 |
| ≤ 26 | 91,59 (87,0-94,9) | 39,73 (31,7-48,1) | 1,52 (1,3-1,7) | 0,70 | 0,34±0,04 |
| ≤ 27 | 95,79 (92,2-98,1) | 26,03 (19,1-33,9) | 1,29 (1,2-1,4) | 0,67 | 0,24±0,04 |
CP+: cociente de probabilidad positivo; E: especificidad; EE: error estándar; IC 95%: intervalo de confianza del 95%; kappa: índice kappa; PdC: punto de corte; S: sensibilidad; TAD: tasa de aciertos diagnósticos.
Hemos evaluado la utilidad diagnóstica del MMS en la detección del DC en AP analizando de forma conjunta los datos de los 2 únicos estudios de fase iii de evaluación de pruebas diagnósticas que, en el conocimiento de los autores, han sido realizados en nuestro país10,11. Los resultados han mostrado que, en este ámbito de aplicación, el punto de corte más apropiado (22/23) es inferior al habitualmente recomendado, que el ajuste o corrección de las puntuaciones por edad y educación no mejora el rendimiento diagnóstico y que la utilidad del MMS para la detección de DC en AP no es satisfactoria.
Los 2 estudios incluidos, que son los únicos disponibles en nuestro país en los que se evalúa la utilidad del MMS en la detección de DC en AP, son homogéneos, ya que, aunque tienen diferencias metodológicas menores, coinciden en las características esenciales necesarias para que un estudio de evaluación de herramientas de cribado pueda considerarse de alta calidad16. En efecto, en ambos estudios existía una representación adecuada y no sesgada del problema diagnóstico que se quería evaluar, la prueba diagnóstica se aplicó antes de establecer el diagnóstico de referencia que se llevó a cabo de forma cegada e independiente, y todos los sujetos a los que se aplicó la prueba evaluada fueron estudiados según el procedimiento estándar, independientemente de los resultados obtenidos. Las muestras, además, tenían una edad y una distribución de sexo similar y pudimos comprobar que los resultados del MMS eran independientes de la muestra de procedencia. Los resultados pueden ser considerados, por tanto, como estimaciones válidas y robustas de la utilidad diagnóstica del MMS para la detección del DC en AP.
La elección de la TAD y del índice kappa como criterios para la selección del mejor punto de corte nos parece más pragmática porque valora el resultado neto final (diagnósticos correctos) a diferencia de otros criterios como el índice de Youden, que valoran la suma de sensibilidad y especificidad, que pueden variar en función de la prevalencia y no siempre se traduce en un mayor número de aciertos diagnósticos. El mejor punto de corte en nuestro análisis es 22/23, claramente inferior a los encontrados por Cacho et al.17 (24/25) o Rami et al.18 (26/27) en sendos estudios realizados en ámbito especializado, en donde los grupos tienden a estar «hiperseleccionados», en especial el grupo control que en ambos estudios estaba constituido por voluntarios sanos con exclusión de todos aquellos con antecedentes que pudieran asociar DC. En los estudios analizados, en cambio, se incluyeron todos los sujetos con independencia de su situación clínica y sus antecedentes siendo por tanto una muestra mucho más naturalística. Los resultados de nuestro estudio son muy similares a los de un estudio italiano realizado en un entorno asistencial y educativo similar, en el que el mejor punto de corte fue 21/2219.
La corrección o ajuste de las puntuaciones del MMS en función de la edad y de los años de escolarización (MMSa) no solo no mejoró la utilidad diagnóstica, sino que, en la muestra de Granada y en la conjunta, la empeoró. Este hallazgo puede parecer paradójico, pero no es excepcional. Pedraza et al. evaluaron en una extensa muestra de afroamericanos la utilidad de diversos métodos de ajuste de las puntuaciones del MMS y concluyeron que ninguno de los métodos mejoró significativamente la utilidad diagnóstica de la puntuaciones directas, recomendando también el uso de estas y el punto de corte 22/2320. No se trata de cuestionar que, como la mayoría de los tests cognitivos, el MMS está influido de forma significativa por la edad y por la escolarización. Sin embargo, las causas de esta influencia son probablemente variadas y, actuando en sentidos opuestos, no otorgan bondad final al ajuste. Algunos factores asociados a la edad y a la escolaridad, y «lejanos» a la demencia (problemas sensoriales, motivación, costumbre de realizar test, etc.), podrían aconsejar un ajuste. Sin embargo, buena parte de la influencia de la edad y de la escolarización puede estar condicionada por los propios factores fisiopatológicos que conducen a la demencia, de modo que, en este supuesto, el ajuste nos alejaría de los sujetos que se pretende detectar. Desde esta perspectiva, la corrección y ajuste por variables que puedan estar causalmente relacionadas con el proceso en estudio, más que una corrección de un sesgo, supondría un atentado contra la validez del instrumento de detección21.
La utilidad diagnóstica del MMS para DC (AUC 0,84 ± 0,02) queda una vez más en entredicho: con el mejor punto de corte (22/23), la sensibilidad y la especificidad son muy discretas (76,6 y 76,7%, respectivamente) y los diagnósticos correctos no llegan al 80% (TAD 0,77). La elección de un punto de corte que asegurara una sensibilidad aceptable (por ejemplo, 25/26, con una sensibilidad del 90%) implicaría una muy baja especificidad (24% en Granada, 49% en Madrid, 45% en la muestra total), lo que se traduciría en una gran tasa de falsos positivos, perdiéndose en gran medida la función de cribado. Estos resultados no son excepcionales y son similares a los encontrados en estudios recientes19,20 y en 2 revisiones sistemáticas, una específica sobre el MMS22 y otra sobre la detección de DC23.
Instrumentos más breves y de uso libre han mostrado en nuestro país una utilidad diagnóstica para DC similar o superior a la del MMS10,24, pero en todos los casos los resultados en la detección de DC son inferiores a los obtenidos en la detección de demencia. Es difícil que se pueda alcanzar una utilidad mayor a la ya obtenida dadas las características intrínsecas de brevedad y simplicidad de estos instrumentos y a la mayor dificultad diagnóstica del DC con respecto a la demencia. Quizás la solución, para el ámbito de la AP, no pase tanto por el desarrollo de nuevos instrumentos, sino por la optimización de su uso y el empleo asociado de cuestionarios al informador25.
La discreta utilidad diagnóstica del MMS para DC ya conocida y corroborada en este estudio, al alcance de instrumentos mucho más breves y fáciles10, junto con los múltiples inconvenientes que posee, entre ellos la limitación del uso libre por el copyright26, puede ser el motivo de que a pesar de su generalizado uso, las nuevas guías de práctica clínica y recomendaciones hayan dejado de incluirlo entre los instrumentos de cribado aconsejados para ser usado en consultas generales23,27,28.
Si bien las diferencias de tiempo, espacio y métodos de selección entre los 2 estudios son, a priori, una debilidad de nuestra investigación, la homogeneidad de los resultados obtenidos confiere solidez y validez externa a los mismos. Otra carencia de nuestra investigación es el bajo nivel educativo general, que puede limitar la extrapolación de los resultados a ámbitos con un nivel educativo mayor. Entre las fortalezas hay que resaltar el rigor metodológico de los 2 estudios analizados, con las condiciones precisas para poder derivar de sus resultados el máximo nivel de evidencia científica16 y la selección consecutiva y sistemática asociada a unos criterios de exclusión prácticamente inexistentes que garantizan un carácter naturalístico y pragmático a los estudios, por lo que pueden considerarse como evaluaciones de efectividad, más que de eficacia29.
La población envejece y el DC es uno de los principales gigantes que habrá que combatir y uno de los elementos clave para ello será su detección y diagnóstico precoz. Las armas de detección seguirán siendo cognitivas y la primera línea del combate se mantendrá en AP3, con medidas como la incorporación de la evaluación cognitiva en los exámenes periódicos de salud del mayor30, instauradas ya en algunos países28 y promovidas incluso por el gobierno inglés31, no sin críticas32. En este escenario, sería irresponsable ignorar o desdeñar la enorme potencialidad del factor humano. Los profesionales de AP (principalmente médicos, pero también otros, como la enfermería) deberán aguzar los sentidos, conocer bien las manifestaciones clínicas iniciales de las distintas enfermedades que producen DC y recurrir, a pesar de sus limitaciones, a herramientas cognitivas breves, asociadas o no a cuestionarios para el informador. Si en esta situación, y entre los numerosos instrumentos disponibles, se decidieran por utilizar el MMS, deberán aplicar un adecuado punto de corte, conocer que no es necesario corregir las puntuaciones por edad y nivel educativo y, sobre todo, ser conscientes de las limitaciones de este instrumento.
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El objetivo en Atención Primaria debiera ser la detección del deterioro cognitivo más que la detección de demencia.
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El Mini-Mental es el test cognitivo breve más utilizado en Atención Primaria.
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No hay recomendaciones precisas acerca del uso del Mini-Mental en la detección del deterioro cognitivo.
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La utilidad diagnóstica del Mini-Mental para la detección del deterioro cognitivo en Atención Primaria no es satisfactoria.
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El punto de corte con mejor rendimiento diagnóstico es 22/23.
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La corrección de puntuaciones por edad y nivel educativo no mejora el rendimiento diagnóstico.
El estudio de Granada fue financiado por la Agencia de Evaluación de Tecnologías Sanitarias del Instituto de Salud Carlos III (PI06/90034). El estudio de Madrid contó con el apoyo de Novartis y de Grünenthal.
Conflicto de interesesC. Carnero Pardo es el creador del Fototest y Eurotest.
Los autores desean expresar su agradecimiento a todos los profesionales que participaron en el estudio: Esperanza Aparicio, Ana Sanz, Nieves Mula, Garbiñe Marzana, Dionisio Cabezón, Concepción Begué, Samuel López, Carolina Martos, Estrella Mora, Rosa Vílchez, Francisco Romo, Ma José Rodríguez, Francisco Suárez, Félix Rodríguez, Rafael Moya, Concepción López, Bárbara Martínez, Isabel Valenzuela, Victoria Molina, Ana Ma Zamora, José Ant° Henares, Isabel Rodríguez, Carmen Romero, Manuel Jiménez, Francisco Padilla, Miguel Melguizo, Ana Ma de los Ríos, Ascensión Cano, Manuel Alonso, José Luis Martín, José López, Ambrosio Esteva, Francisca Dorador, Dolores Sánchez, José A. López, Ma Ángeles Jurado, Yarmila García, Eduardo Fernández, Consuelo Pérez, José Antonio Castro, Araceli Zambrano y Hassan Mahmoud.
