ÁREADE TRATAMIENTO
¿Eseficaz la intervención breve en bebedores a riesgo en elámbito de la atención primaria? Una revisiónsistemática de estudios españoles
Are briefinterventions on drinkers at risk effective enough in the primaryhealth care setting? A systematic review of Spanishstudies
BALLESTEROS, J.
Universidad del País Vasco, UPV/EHU. Dpto. deNeurociencias & Instituto de InvestigacionesPsiquiátricas, Fundación Maria Josefa Recio.(Hermanas Hospitalarias del Sagrado Corazón deJesús).
Correspondencia:
JAVIER BALLESTEROS.
Dpto. de Neurociencias.
Facultad de Medicina y Odontología.
Universidad del País Vasco, UPV/EHU.
Barrio Sarriena, s/n.
48940 Leioa (Bizkaia).
E-mail: onpbaroj@lg.ehu.es
Resumen: Objetivo: revisar cuantitativamente la evidencia presente enestudios españoles sobre la eficacia de intervencionesbreves en bebedores excesivos de alcohol en la atenciónprimaria de salud.
Métodos: se han estimado diversos índices deltamaño del efecto para los tres estudios españoleslocalizados en Medline. La combinación de sus resultados seha realizado aplicando un modelo de efectos fijos, mediante elmétodo de la inversa de la varianza, o el análisisestratificado de Mantel-Haenszel.
Resultados: el metaanálisis apoya la eficacia de lasintervenciones breves (N = 3; OR = 2,6; IC 95% = 1,7 a 3,9; p <0,0001), siendo la reducción media del consumo semanal dealcohol de 12 unidades (N = 2; IC 95% = 7 a 17 U/semana; p <0,0001).
Conclusiones: se sugiere que las intervenciones breves soneficaces en el tratamiento de bebedores excesivos en elámbito de la atención primaria en España. Sinembargo, el bajo número de estudios analizado y ciertaheterogeneidad en sus resultados, hace que esta conclusióntenga todavía el carácter de provisional. Sonnecesarios nuevos estudios con el fin de precisar mejor algunosaspectos relacionados con la eficacia de las intervenciones brevesy valorar la posible generalidad en suaplicación.
PalabrasClave: Intervenciones breves. Consejo educativo. Consumo excesivode alcohol. Atención primaria.Metaanálisis.
Abstract: Objective: to meta-analyze the Spanish published evidence onthe effectiveness of brief interventions on the treatment of atrisk alcohol drinkers in primary care.
Methods: a Medline review gave only three Spanish studies.After estimation of the corresponding effect sizes, these werepooled by the inverse variance method or the Mantel-Haenszel methodby using a fixed effects model.
Results: this meta-analysis supports the effectiveness of briefinterventions either in reducing the number of excessive drinkers(N = 3; OR = 2.6; 95% CI = 1.7 to 3.9; p < 0.0001), ordecreasing the total amount of weekly alcohol consumption (N = 2;mean reduction of 12 Units/week; 95% CI = 7 to 17 U/week; p <0.0001).
Conclusions: the Spanish evidence so far gathered suggests thatbrief interventions on at risk alcohol drinkers are effective inprimary care. Nevertheless, the small set of collected studies andthe likely heterogeneity found for some results make the abovestatement just a tentative conclusion which merits to be replicatedby new, and properly designed, studies.
Key Words:Brief interventions. Minimal interventions. Excessive alcoholconsumption. Primary care. Meta-analysis.
Introducción
Los modelos deintervención breve o mínima, a veces tambiénllamados de consejo educativo 1, en el tratamiento deconsumidores excesivos de alcohol, son intervencionesterapéuticas de baja intensidad, con una duraciónmedia de 5 a 10 minutos, que intentan modificar la conducta deriesgo de un individuo a través de estrategiascognitivo-conductuales2. Si bien los protocolos de estosmodelos de intervención son variables, todos ellos tienden apresentar los siguientes elementos comunes3: a) unaretroalimentación informativa respecto del riesgoindividual, que en el área de los problemas relacionados conel alcohol se basa en los datos recogidos en la entrevistaclínica, tanto referentes al consumo habitual como a losposibles problemas o incapacidades que el sujeto haya podidoexperimentar; b) el énfasis a lo largo de la entrevista enla responsabilidad personal del sujeto hacia su propio cambio dehábitos; c) el consejo médico explícito parareforzar dicho cambio; d) un menú de opciones alternativas aseguir, con monitorización efectiva de la conducta pactada;e) un estilo de entrevista y consejo clínico basado no en laprohibición sino en la empatía terapéutica; yf) el aumento de la sensación de autoeficacia por parte delpropio sujeto. Una vez detallada la historia del consumo, valoradocon el sujeto su nivel de riesgo, y pactada la estrategia decambio, se suele proporcionar material informativo, que incluyeprotocolos para el autorregistro diario del consumo, y establecervisitas de valoración y de refuerzo durante el proceso decambio1. Debido a que estos modelos deintervención breve son relativamente sencillos deimplementar y baratos, están especialmente indicados en laprevención secundaria de problemas relacionados con elalcohol en aquellos sujetos cuyo consumo supera los niveleshabituales de riesgo (>= 35 U/semana en varones y >= 21U/semana en mujeres; siendo 1 Unidad ~ 8 gm dealcohol)4-5.
En cuanto a laeficacia de las intervenciones breves en poblaciones que presentanconsumos de alcohol por encima de los niveles de riesgo, diversasrevisiones sistemáticas han concluido que son eficaces en lareducción tanto del consumo excesivo de alcohol (evaluado enU/semana), como en el porcentaje de sujetos cuyo consumo habitualse sitúa por encima de los límites de riesgo para lasalud6-10. Así, Babor et al6señalan que las intervenciones breves tienen efectosmodestos pero fiables en relación a la disminucióndel consumo de alcohol y problemas relacionados. Bien etal7 concluyen que las intervenciones breves sonmás eficaces que la no intervención, y apuntan a queparecen ser tan eficaces como las intervenciones de mayorintensidad. Kahan et al8, circunscribiendo susanálisis a los estudios de mayor calidadmetodológica, encuentran resultados dispares enrelación al género; así mientras losresultados son favorables de manera sistemática en losvarones, presentan resultados inconsistentes en la poblaciónfemenina. Por el contrario, Wilk et al9 describen unahomogénea eficacia y consistencia de las intervencionesbreves, sin que variables como el género, intensidad de laintervención, nivel asistencial, y calidadmetodológica de los estudios analizados, modifiquensignificativamente el índice estimado del tamaño delefecto (odds ratio ~ 2). Por último,Poikolainen10 señala las ventajas asociadas aintervenciones breves que incluyen visitas de refuerzo durante elperíodo de seguimiento, y apunta al igual que en otrasrevisiones7-8, hacia la heterogeneidad de resultados enfunción del género.
En resumen, laevidencia acumulada6-10 señala claramente laeficacia de las intervenciones breves en la reducción, enbebedores excesivos, del consumo de alcohol y de los niveles deriesgo. Sin embargo, las poblaciones mediterráneas, con unpatrón cultural distintivo de consumo habitual de alcohol,no están suficientemente representadas en los estudiosprevios, lo que podría disminuir la generalización desus conclusiones a nuestro medio. Con el fin de empezar a rellenaresta laguna de conocimiento, el objetivo de este trabajo espresentar y sistematizar cuantitativamente la evidencia procedentede estudios españoles, y recogida en las basesbibliográficas internacionales, sobre la eficacia deintervenciones breves realizadas en el ámbito de laatención primaria en bebedores excesivos.
Métodos
Fuentes deinformación bibliográfica
Labúsqueda bibliográfica inicial se centró en labase de datos Medline (http://www.nlm.nih.gov). A partir de untrabajo previamente localizado1, y utilizando el motorde búsqueda PubMed para localizar artículosrelacionados, se trazaron otras dos referencias de estudiosespañoles11-12, todos ellos referidos apoblación masculina. Ni la inspección de las citasrecogidas en esos artículos, ni la ampliación de labúsqueda a otras bases bibliográficas internacionales(PsycInfo, Current Contents), consiguieron ampliar el númerode estudios a revisar.
Análisis de calidad metodológica
Debido al bajonúmero de estudios recuperados, no se establecieroncriterios de exclusión para esta revisión. Sinembargo, se valoró la calidad metodológica de cadaartículo de acuerdo a los criterios de validez internadescritos por Kahan et al8. La puntuación decalidad no fue incluida en la ponderación de cada estudio,pero sí fue tenida en cuenta en los análisissecundarios de sensibilidad o fortaleza de los índices deeficacia.
Análisis estadísticos
A partir de losestudios originales, se extractaron los datos referentes a laeficacia de la intervención breve vs. la nointervención11, o la intervenciónmédica habitual1,12. Se tomaron como variables derespuesta el consumo de alcohol (U/semana) evaluado comomínimo a los seis meses de laintervención1,12; y la frecuencia de bebedorescon un consumo < 35 U/semana tras ese mismoperíodo1,11-12.
Secalculó, para cada estudio, la estimación adecuadadel índice del tamaño del efecto13. Dadoque la variable cuantitativa de resultado (consumo de alcohol enU/semana) estaba recogida en los estudioscorrespondientes1,12 en las mismas unidades de medida,se calculó la diferencia de medias no estandarizada entrelos grupos experimental y control. Los tres estudiosrecogidos1,11-12 aportaron datos para generar tablas2 * 2 contrastando lafrecuencia de bebedores por debajo del límite de riesgo (35U/semana) en los grupos experimental y control tras el tratamiento.En este caso, se estimó la odds ratio (OR) deasociación. En el anexo se recogen las fórmulasutilizadas para calcular los índices del tamaño delefecto y sus varianzas.
Laestimación combinada del tamaño del efecto secalculó como la media ponderada de las estimaciones de cadaestudio. En el caso de la diferencia de medias, laponderación se basó en el método de la inversade la varianza13 (ver anexo) mientras que en el caso delas OR se utilizó el método estratificado deMantel-Haenszel, ya que es el método recomendado cuando losestudios presentan frecuencias relativamente bajas en las celdas dela tabla 2 * 213. En losanálisis basados en datos dicotómicos, lasestimaciones de ambos métodos convergenasintóticamente. La combinación de estudios sebasó en el modelo de efectos fijos, valorándose subondad de ajuste mediante el test Q de heterogeneidad13(ver anexo). Se ha señalado el bajo poder que tiene estetest14, por lo que siguiendo a Fleiss15 seelevó el nivel nominal de p (p > 0.20) para considerarlos resultados suficientemente homogéneos.
Elanálisis de sensibilidad o de fortaleza de laestimación combinada se basó en el efecto que sobreesta tuvo el eliminar uno de los estudios al tiempo del conjuntodel metaanálisis, y solo se realizó para elíndice del tamaño del efecto, basado en la OR, queacumula los tres estudios. Adicionalmente se calculó elnúmero de estudios que serían necesarios paramodificar las conclusiones del análisis combinado siguiendoel método propuesto por Rosenthal16 (veranexo).
Losanálisis estadísticos y las representacionesgráficas se han realizado con el programa Stata17aplicando una subrutina programada18.
Resultados
La tabla Ipresenta las principales características de los tresartículos recogidos en esta revisión. Todos losestudios se han realizado en centros de atención primaria desalud y sobre población masculina que presentaba consumoshabituales de alcohol por encima de los niveles de riesgo para lasalud. Mientras que en un estudio11 se recoge comocriterio de exclusión el haber tenido algúntratamiento previo por dependencia alcohólica, en los otrosdos además de ese se recogen también otros criteriosde exclusión basados en puntuaciones de tests habituales dedespistaje alcohólico1,12. Esto puede suponer lapresencia de sesgos de selección en la poblaciónevaluada en cuanto a que pudiera presentar menorproblemática general relacionada con el consumo de alcohol,y ser más receptiva a los tratamientos ofertados. Es deseñalar, que en ningún caso se evaluóespecíficamente como criterio de exclusión, eldiagnóstico clínico concurrente de dependencia delalcohol. Dos de los estudios1,11 se basan en ensayosclínicos controlados con asignación aleatoria detratamientos, si bien sólo uno presenta valoraciónciega de los resultados finales11. Estos dos estudiosson los que presentan mayor puntuación de calidad, mientrasque el tercero 12 tiene una puntuación menor,fundamentalmente como consecuencia de un diseño que asignatratamientos a centros, no a individuos, y que no permite controlaradecuadamente los posibles sesgos de
Tabla I. Principales características de los estudiosespañoles sobre eficacia de la intervención breve enbebedores a riesgo. | |||
| Características | Fernández et al (1997)11 | Altisent et al (1997)1 | Córdoba et al (1998)12 |
| Lugar delestudio | 12 consultas de 4 equipos de atención primaria.Madrid. | 16 consultas de 10 centros de salud en Aragón, Lériday Navarra. | Multicéntrico. Se recogen datos de 74 investigadores (328elegibles), y 33 centros de nueve regiones autónomas (74elegibles). |
| Población | N = 152. Varones, de 18 a 64 años de edad, con consumosemanal de alcohol > 21 U. | N = 139. Varones, de 15 a 70 años de edad, con consumosemanal de alcohol > 35 U. | N = 546. Varones, de 14 a 50 años de edad, con consumosemanal de alcohol > 35 U. |
| Criterios deexclusión | Consumo de otras drogas; tratamiento psiquiátrico;deshabituación alcohólica previa. | Puntuación >= 11 en el MALT; no estar en tratamiento porproblemas directamente relacionados con el alcohol; presencia dehepatopatías u otras enfermedades con recomendaciónde abstinencia alcohólica. 21 sujetos excluidos del grupoexperimental, 19 del grupo control. | Puntuación > 1 en el CAGE; consejo previo para reducir elconsumo de alcohol; patología crónica o tratamientosde duración superior a tres meses con recomendaciónde abstinencia alcohólica; pacientes que se negaran aparticipar en la visita final. |
| Diseño | Ensayo clínico controlado con asignación aleatoria detratamientos. Evaluación ciega de resultados medianteentrevista personal o cuestionario postal. | Ensayo clínico controlado con asignación aleatoria detratamientos. No describe cegamiento. Evaluación deresultados mediante entrevista. | Ensayo comunitario controlado. Cada centro participante tuvo unaúnica intervención sin conocimiento de las realizadasen el resto de los centros. No hubo cegamiento en lavaloración de resultados que se recogieron medianteentrevista personal o telefónica. |
| Tratamientos | Grupo control: ninguno. | Grupo experimental: sesión de consejo médico (10minutos) con apoyo de material didáctico, incluyecuantificación del consumo, explicación de niveles deriesgo, y alternativas para disminuir el consumo. | Grupo control: consejo médico habitual y visita de controlal año. |
| Grupo experimental: sesión de consejo con apoyo de materialdidáctico (5 minutos), y cuatro visitas de refuerzo duranteel seguimiento (programadas en los meses 1, 4, 7 y 12). | Grupo control: consejo médico habitual (5 minutos) y visitade control al año. | Grupo experimental: sesión de consejo con apoyo de materialdidáctico (15 minutos), ofreciendo visitas de refuerzodurante el seguimiento a voluntad. | |
| Tiempo deseguimiento | 6-18 meses. | 12 meses. | 12 meses. |
| Perdidasdurante el seguimiento | 29 sujetos de los 67 asignados al grupo de intervención(43%); 35 de los 85 sujetos asignados al grupo control(41%). | 20 sujetos de los 54 asignados al grupo de intervención(37%); 15 de los 45 sujetos asignados al grupo control(33%). | 270 de los 546 pacientes elegibles (49,5%). |
| Variables deresultado | Porcentaje de bebedores de riesgo que reducen el consumo semanal dealcohol por debajo de 35 U. | Porcentaje de bebedores de riesgo que reducen el consumo semanal dealcohol por debajo de 35 U. Disminución del número deunidades consumidas semanalmente. | Porcentaje de bebedores de riesgo que reducen el consumo semanal dealcohol por debajo de 35 U. Disminución del número deunidades consumidas semanalmente. |
| Puntuación de calidad a | 16. | 16. | 9. |
| 1Unidad (U) ~ 8 gramos de alcohol. | |||
| a Basada en los criterios de validez interna descritos porKahan et al. 8Rango de puntuaciones: 0 a 28. | |||
información por los investigadores que valoraron susresultados. Los tres estudios presentan similares comparaciones detratamientos: intervención breve vs. nointervención11 o consejo médico habitual yvisita de control al año1,12; y períodosde seguimiento (~ 12 meses). También es muy semejante en lostres estudios, el porcentaje de perdidas en el seguimiento respectode la población inicialmente elegible (~ 40%). Es deseñalar que ninguno de los estudios presenta en susresultados análisis estadísticos por intenciónde tratar, lo que puede haber supuesto una sobreestimaciónde la eficacia del tratamiento evaluado. Todos los estudiospresentan resultados respecto de la reducción del porcentajede los bebedores de riesgo, mientras que sólodos1,12 presentan, adicionalmente, resultadoscuantitativos de la reducción del consumo semanal dealcohol.
La tabla II y lafigura 1, presentan los resultados de los estudios individuales, ydel análisis combinado, respecto de la disminución enel número de sujetos que consumen semanalmente por encima de35 U, tras el período de tratamiento. Todas las ORindividuales estimadas están por encima de la unidad, sibien sólo dos estudios presentan resultadosestadísticamente significativos al nivel habitual del 5%. Elvalor de la OR combinada es de 2,6, con intervalos de confianza al95% (IC 95%) que van desde 1,7 a 3,9, y con una probabilidadasociada a que dicho resultado o mayor se encontrara por azar menordel 1 por diez mil. Aunque el test de heterogeneidad no arrojavalores significativos, la inspección de las OR individuales(tabla II y figura 1) señala una marcada diferencia en laestimación del estudio de Altisent et al1respecto de los otros dos. Por otro lado, la importancia que dichoestudio tiene en la estimación combinada es relativamentepequeña como puede apreciarse en la figura 1, donde elárea del gráfico de cada estudio individual esproporcional al peso o ponderación que representa enrelación a la estimación combinada. En resumen, losresultados de este primer análisis apoyan la eficacia de lasintervenciones breves en la reducción del número desujetos cuyo consumo se sitúa por encima de 35U/semana.
Tabla II. Disminución del consumo de alcohol a la semanapor debajo de los valores de riesgo. Resultados de los estudiosindividuales y análisis combinado. | ||||
| Autores(año) | Grupo experimental No.< 35 U / Total | Grupo control No. < 35U / Total | OR (IC 95%) | pa |
| Fernández et al. (1997)11 | 23/38 | 24/50 | 1,7 (0,7 - 3,9) | 0,17 |
| Altisent et al.(1997)1 | 28/34 | 14/30 | 5,3 (1,7 - 16,6) | 0,0029 |
| Córdobaet al. (1998)12 | 70/104 | 55/125 | 2,6 (1,5 - 4,5) | 0,0003 |
| Estimación combinadab | 2,6 (1,7 - 3,9) | < 0,0001c | ||
| Test de heterogeneidad;*2 = 2,59 en 1g.l.; p = 0,27. | ||||
| a Test exacto de Fisher, probabilidadunilateral. | ||||
| b Combinación ponderada según el métodode Mantel-Haenszel 13; modelo de efectosfijos. | ||||
| c Test de OR = 1; z = 4,44; probabilidadbilateral. | ||||
Figura 1. Disminución de la frecuencia de bebedores deriesgo (>= 35 U/semana) en programas de intervenciónbreve en atención primaria.
La tabla III yla figura 2, presentan los resultados de los dos estudios para losque fue posible extraer información cuantitativa respecto dela disminución de la cantidad semanal de alcohol consumida.La estimación combinada señala que los gruposasignados a intervención breve presentaron en conjunto unareducción de 12 U/semana (~ 96 gms de alcohol) respecto delos grupos control, que dicha reducción es homogéneaen los dos estudios considerados, y con una baja probabilidad deque este resultado o uno mayor se encuentre por azar ( p <0,0001).
Tabla III. Disminución de las unidades de consumo de alcohola la semana. Resultados de los estudios individuales yanálisis combinado. | ||||
| Autores(año) | Consumo alcohol enUnidades / semana | Diferencia (IC95%) | pa | |
| Grupo experimental media(DE) | Grupo control media(DE) | |||
| Altisent et al. (1997) 1 | 21 (20,9) | 35 (21,8) | 14 (24,5 a 3,5) | 0,0055 |
| Córdoba et al. (1998) 12 | 25,3 (19,5) | 36,9 (22,9) | 11,6 (17,1 a 6,1) | 0,00005 |
| Estimación combinada b | 12,1 (17 a 7,2) | < 0,0001c | ||
| Test de heterogeneidad;*2 = 0,16 en 1g.l.; p = 0,69. | ||||
| a Test t de diferencia de medias; probabilidadunilateral. | ||||
| b Combinación ponderada según el métodode la inversa de la varianza13; modelo de efectosfijos. | ||||
| c Test de diferencia de medias ponderadas = 0; z = 4,88;probabilidad bilateral. | ||||
Figura 2. Disminución del consumo total de alcohol(U/semana) en programas de intervención breve enatención primaria.
Finalmente, latabla IV presenta los resultados del análisis desensibilidad de la estimación combinada, en el caso de ladisminución del número de sujetos con consumos deriesgo, cuando se elimina un estudio cada vez delmetaanálisis global. Puede verse que la estimación dela OR varía relativamente poco, y cobra másimportancia la variación observada en los valores del testde heterogeneidad. Así, la eliminación delmetaanálisis del estudio con menor puntuación decalidad12 sugiere una falta de homogeneidad en lasestimaciones de los dos estudios restantes (la OR en el estudio deFernández et al11 es de 1,7 frente a 5,3 en elestudio de Altisent et al1). La disparidad en estasestimaciones, podría justificar la adopción de unmodelo de efectos aleatorios19, que si se ajusta a losdatos de estos dos últimos estudios resulta en una OR de 2,8(IC 95%: 0,9 a 8,7, p = 0,08), marginalmente no significativa (laestimación correspondiente al modelo de efectos fijos, serecoge en la tabla IV). Por otro lado, y como era de esperar dadoel bajo número de estudios incluidos en estarevisión, la cantidad de estudios no publicados, o notrazados, con resultados no significativos, que seríannecesarios para modificar los resultados del metaanálisisgeneral, es relativamente pequeña.
| Tabla IV. Análisis desensibilidad de los resultados del metaanálisis. | |||
| Modelo de análisiscombinado | OR (IC 95%) | Test deheterogeneidad | No. de estudiosnecesarios para cambiar las conclusiones a |
| Todos losestudios (N=3) | 2,6 (1,7 - 3,9) | *2 (2) = 2,59;p = 0,27 | 14 |
| Tras laeliminación de: | |||
| Fernández et al (1997)11 | 3,0 (1,8 - 4,9) | *2 (1) = 1,22;p = 0,27 | 10 |
| Altisent et al(1997)1 | 2,3 (1,5 - 3,6 ) | *2 (1) = 0,78;p = 0,38 | 4 |
| Córdobaet al (1998)12 | 2,5 (1,3 - 5,0) | *2 (1) = 2,58;p = 0,11 | 3 |
| a Estimación basada en Rosenthal 16.Recoge el número de estudios con resultados compatibles conla hipótesis nula, que serían necesarios para elevarel nivel de probabilidad de la estimación combinada porencima del 5% (p > 0,05). | |||
Discusión
Los resultadoscombinados obtenidos en esta revisión apoyan lahipótesis de que, en nuestro medio, las intervencionesbreves realizadas en el ámbito de la atenciónprimaria son eficaces en la disminución del consumo dealcohol en sujetos varones que presentan consumos habituales deriesgo. Tras un año de seguimiento, la disminuciónmedia del consumo de alcohol en sujetos tratados frente a controlesfue de 12 U/semana, con una ventaja casi tres veces mayor (OR =2,6) en la adquisición de límites de consumo pordebajo de los valores de riesgo (< 35 U/semana).
Estos resultadosconcuerdan, en general, con los obtenidos en otrosmetaanálisis basados en poblaciones nomediterráneas6-10, si bien los índices deltamaño del efecto presentados en este trabajo son algomayores. Así, en un análisis secundario de los datosrecogidos en Bien et al7 --restringiendo elanálisis a seis estudios que recogen intervencionesrealizadas en el sistema primario de salud, y que presentanseguimiento de seis meses o mayor-- el índice estandarizadodel tamaño del efecto para la reducción del consumosemanal de alcohol es 0,33. Un efecto pequeño segúnlos criterios habituales de valoración de índicesbasados en diferencias estandarizadas de medias 20. Porel contrario, este mismo análisis aplicado a los dosestudios españoles que presentan datos suficientes para sucálculo1,12, arroja un resultado de ~ 0,60,dentro de lo que se considera un efecto mediano20. Porsu parte, Wilk et al9 analizando ocho estudios querecogen como resultado la adquisición de hábitosmoderados de consumo en bebedores previamente excesivos, presentanuna OR combinada ~ 2, frente al valor ~ 3 de esteestudio.
Los mayoresvalores obtenidos en los índices de estimación delefecto en esta revisión, podrían apoyar lahipótesis de mayor eficacia de las intervenciones breves enpoblaciones --como las mediterráneas-- con diferentespatrones culturales de consumo de alcohol respecto de las recogidasen otros metaanálisis7,9. Sin embargo, el autorde este trabajo no cree que la evidencia hasta ahora disponiblepermita sustentar tal hipótesis.
En primer lugar,las estimaciones presentadas se basan en un reducido númerode estudios realizados en nuestro país, y sonextraordinariamente sensibles a la posible presencia de sesgos depublicación13. En segundo lugar, es posibledetectar cierta heterogeneidad en los resultados de los estudiosindividuales. Así, la estimación de la OR en uno delos estudios revisados (OR ~ 5)1, no solo estáfuera del rango obtenido en los otros dos trabajos11,12,sino que tampoco es compatible con ninguno de los estudiosrecogidos en otra de las revisiones publicadaspreviamente9. Un valor tan extremadamente favorableobtenido en un ensayo clínico controlado, pero que norefiere procedimientos ciegos en la valoración deresultados, pudiera ser explicado por sesgos de informaciónen los evaluadores. En tercer lugar, una de las principalescríticas al metaanális como procedimiento paraacumular evidencias --la combinación de estudios condistintos niveles de calidad21-- también esaplicable aquí, en cuanto que los tres estudios analizadospresentan distintos criterios en la aleatorización detratamientos y/o en el cegamiento de resultados y/o en loscriterios de exclusión (ver tabla I). Este últimoaspecto es importante, ya que dos de los estudios1,12han excluido sujetos en función de sus puntuaciones enpruebas que, si bien son habitualmente utilizadas como tests dedespistaje de alcoholismo, no son, en ningún caso, dediagnóstico concurrente de dependencia alcohólica. Laselección de sujetos en base a esos criterios, puede habereliminado de la población elegible individuos sindiagnóstico de alcoholismo pero con problemáticaalcohólica importante, lo que pudiera redundar en lasobreestimación de la eficacia de las intervenciones breves.La cuarta, y última, consideración críticatiene que ver con el alto porcentaje de pérdidas en elseguimiento que se registra en los estudios que tratan de evaluarla eficacia de las intervenciones breves22. Aunque laspérdidas en los tres estudios españoles (~ 40%) sonmenores que las recogidas en otros22, el posible sesgode selección que pueden representar hace que tengamos queser cautelosos respecto de las conclusiones previamenteseñaladas.
En resumen, losresultados de este metaanálisis de estudios españolesen el ámbito de la atención primaria apoyan laeficacia de las intervenciones breves de orientacióncognitivo-conductual1,2 en el tratamiento de bebedoresexcesivos. Sin embargo, son necesarios nuevos estudios en nuestromedio para fortalecer y precisar esa conclusión. A serposible, estos nuevos estudios debieran ser diseñados comoensayos clínicos controlados, con asignaciónaleatoria de tratamientos e incluyendo valoraciones ciegas en losresultados intermedios y finales. Los análisis de resultadosdebieran realizarse no en base a la cumplimentación delprotocolo sino en intención de tratar. Por último,sería conveniente la realización de estudios en otrosámbitos que los de la atención primaria, con vistas avalorar la generalización de sus resultados. Mientras tanto,la evidencia parcial de eficacia aquí presentada, lafactibilidad y sencillez de las intervenciones breves, la ausenciapráctica de costos adicionales de tratamiento, laposibilidad de realizar intervenciones de prevenciónsecundaria del alcoholismo --con una repercusión clara en ladisminución de costos sanitarios prospectivos--, y la faltade efectos secundarios adversos, hace de las intervenciones brevesinstrumentos idóneos en el tratamiento de sujetos quepresentando conductas de riesgo alcohólico, no presenten,todavía, criterios de dependenciaalcohólica.
Agradecimientos
Al personal dela Unidad de Investigación en Atención Primaria deBizkaia por su ayuda en la recuperación de algunos de losartículos citados en este trabajo.
Anexo
Cálculo de los índices del tamaño del efecto yde sus varianzas13
Siendo miE la puntuación media final delgrupo experimental, y miC la del grupocontrol en cada estudio (i), el cálculo de ladiferencia de medias (di) es directo: di = miE miC, mientras que su varianza(Vi) se calcula como:
donde, nE y nC son los tamaños demuestra de los grupos experimental y control y SEy SC sus varianzas respectivas.
La diferenciaestandarizada de medias (dsi), se calculacomo:
En esteúltimo caso, y por convención20,tamaños del efecto >= 0,20 se consideran pequeños,>= 0,50 medianos, y >= 0,80 grandes.
Para resultadosrecogidos en tabulaciones de 2 * 2, con lasiguiente estructura,
| G. experimental | G. control | Total | |
| Resultado + | a | b | m1 |
| Resultado | c | d | m2 |
| Total | nE | nC | N |
se calcula laOR como:
| OR = | ad | , normalmente se trabajacon el loge OR cuya varianza se puede estimarcomo: |
| bc |
Combinación de índices del tamaño del efecto.Método de la inversa de lavarianza13
Siendo*i el índice deltamaño del efecto del estudio i (diferencia directa oestandarizada de medias; loge OR), y Vi su varianza, se define la estimacióncombinada (*.) como:
,donde wi, la ponderación de cadaestutudio, es,
La varianzacombinada es,
A partir de lasestimaciones combinadas, se pueden generar IC y pruebasestadísticas de la manera habitual. IC 95% como *. ± 1.96!wV ., y pruebas designificación estadística en base alestadístico
Cálculo del test Q deheterogeneidad13
Lahipótesis nula de homogeneidad para k estudios; H0:*1= *2=...= *k, se puede valorarcomo:
Q = o*i(*1 *.)2, que sigueuna distribución ji al cuadrado con k-1 grados delibertad.
Cálculo del número de estudios necesario paramodificar hacia la hipótesis nula las conclusiones de unmetaanálisis16
Se basa en elsumatorio de los valores Z de cada estudio. Los valores Z asociados a tamaños positivos del efecto se suman,mientras que se restan los asociados a efectos negativos. Losvalores Z pueden obtenerse directamente a partir delíndice del tamaño del efecto
(di; dsi; loge OR) y suvarianza, 
Para kestudios combinados y siendo Ca el valorcrítico apropiado de la distribución normalestandarizada (Ca = 1,96 para p < 0,05), elnúmero de estudios (N) con resultados compatibles conla hipótesis nula, y no publicados o encontrados, queserían necesarios para elevar el nivel designificación combinada a valores no significativos (p >0.05), sería:
Si bien noexisten criterios adecuados para definir el número deestudios «censurados» seguro para sustentar la robustezde una conclusión, e incluso puedan variar muchosegún las distintas áreas de conocimiento ytradición en la publicación de resultados negativos,Rosenthal16 (p. 110), propugna que «quizápodamos considerar como robustos, al problema de los estudios nopublicados, resultados combinados para los que el nivel detolerancia --N-- sea igual o mayor a 5k+10»,donde k es el número de estudioscombinados.
Bibliografía
1. Altisent R,Córdoba R, Delgado MT, Pico MV, Melús E, Aranguren F,Alvira U, Barberá C, Morán J, Reixa S. Estudiomulticéntrico sobre la eficacia del consejo para laprevención del alcoholismo en atención primaria(EMPA). Med Clin (Barc) 1997;109:121-4.
2. Marlatt GA,Larimer ME, Baer JS, Quigley LA. Harm reduction for alcoholproblems: Moving beyond the controlled drinking controversy.Behavior Therapy 1993;24:461-504.
3. Miller WR.Why do people change addictive behavior? The 1996 H. DavidArchibald Lecture. Addiction 1998;93:163-72.
4. Altisent R,Córdoba R, Martín-Moros JM. Criterios operativos parala prevención del alcoholismo. Med Clin (Barc)1992;99:584-8.
5. Austoker J.Reducing alcohol intake. Brit Med J 1994;308:1549-52.
6. Babor TF,Ritson BE, Hodgson RJ. Alcohol-related problems in the primaryhealth care setting: A review of early intervention strategies.Brit J Addict 1986;81:23-46.
7. Bien TH,Miller WR y Tonigan JS. Brief interventions for alcohol problems: Areview. Addiction 1993;88:315-336.
8. Kahan M,Wilson L, Becker L. Effectiveness of physician-based interventionswith problem drinkers: A review. Can Med Assoc J1995;152:851-9.
9. Wilk AI,Jensen NM, Havighurst TC. Meta-analysis of randomized controltrials addressing brief interventions in heavy alcohol drinkers. JGen Intern Med 1997;12:274-83.
10. PoikolainenK. Effectiveness of brief interventions to reduce alcohol intake inprimary health care populations: A meta-analysis. Prev Med1999;28:503-9.
11.Fernández MI, Bermejo CJ, Alonso M, Herreros B, Nieto M,Novoa A, Marcelo MT. Efectividad del consejo médico brevepara reducir el consumo de alcohol en bebedores. Aten Primaria1997;19:127-32.
12.Córdoba R, Delgado MT, Pico V, Altisent R, Fores D, MonrealA, Frisas O, López del Val A. Effectiveness of briefintervention on non-dependent alcohol drinkers (EBIAL): A Spanishmulti-centre study. Family Pract 1998;15:562-8.
13. Petitti DB.Meta-analysis, decision analysis and cost-effectiveness analysis.Methods for quantitative synthesis in Medicine. New York: OxfordUniversity Press, 1994.
14. Hardy RJ,Thompson SG. Detecting and describing heterogeneity inmeta-analysis. Stat Med 1998;17:841-56.
15. Fleiss JL.The statistical basis of meta-analysis. Stat Methods Med Res1993;2:121-45.
16. Rosenthal R.Meta-analytic procedures for social research. Newbury Park, CA:Sage, 1984.
17. StataCorp.Stata statistical software. Release 6.0. College Station, TX: StataCorporation, 1999.
18. Bradburn MJ,Deeks JJ, Altman DG. Metan - an alternative meta-analysis command.Stata Technical Bulletin 1998;44:4-15.
19. DerSimonianR y Laird N. Meta-analysis in clinical trials. Controlled ClinTrials 1986;7:177-88.
20. Cohen J.Statistical power analysis for the behavioral sciences. Secondedition. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum 1988.
21. FeinsteinAR. Meta-analysis: Statistical alchemy for the 21stcentury. J Clin Epidemiol 1995;48:71-9.
22. Edwards AGK,Rollnick S. Outcome studies of brief alcohol intervention ingeneral practice: The problem of lost subjects. Addiction1997;92:1699-704.