ADHD Rating Scale-IV en una muestra escolar española: datos

ORIGINAL
ADHD Rating Scale-IV en una muestra escolar española:
datos normativos y consistencia interna
para maestros, padres y madres
M. Servera a, E. Cardo b
ADHD RATING SCALE-IV EN UNA MUESTRA ESCOLAR ESPAÑOLA:
DATOS NORMATIVOS Y CONSISTENCIA INTERNA PARA MAESTROS, PADRES Y MADRES
Resumen. Introducción. Las ADHD Rating Scale -IV (ADHD RS-IV) son unas de las escalas más utilizadas en evaluación del
trastorno por déficit de atención/hiperactividad (TDAH), al presentar puntos de corte por edad, género y ambiente; sin embargo, están normalizadas en población estadounidense. Objetivo. Realizar la normalización de las ADHD RS-IV para maestros y padres en una muestra española. Sujetos y métodos. Se utilizan las escalas ADHS RS-IV de maestros y padres de un estudio epidemiológico de prevalencia del TDAH en escolares de 6-12 años y se analizan las diferencias a través de un diseño
intrasujetos entre los tres evaluadores (maestros, padres y madres) y en cada una de las tres subescalas (IN, H/I y TOT), en
función de los factores género y edad. Mediante un diseño intersujetos, se analizan las diferencias que se dan en cada evaluador en las tres subescalas en función de los factores ‘género y edad’. Por último, se analiza la fiabilidad por consistencia interna de cada subescala y para cada evaluador. Resultados. No existe diferencia significativa entre padres y madres, pero sí
entre maestros frente a padres y/o madres. En el factor género, se considera a los niños más inatentos y más hiperactivos/impulsivos que las niñas. Los resultados han seguido una tendencia a la inversa a la muestra estadounidense, ya que en nuestro
caso los padres han puntuado de modo significativamente superior con respecto a los maestros. Conclusión. El uso y la normalización de las ADHD RS-IV requiere no sólo contemplar aspectos de edad, género o tipo de evaluador, sino también aspectos socioculturales. [REV NEUROL 2007; 45: 393-9]
Palabras clave. ADHD RS-IV. Hiperactivo/impulsivo. Inatento. Normalización. Prevalencia. Trastorno por déficit de atención/hiperactividad.
INTRODUCCIÓN
El diagnóstico del trastorno por déficit de atención/hiperactividad (TDAH) cambió con la publicación del DSM-IV [1,2]. Entre las diferentes escalas que se basan total o parcialmente en los
criterios DSM-IV están la SNAP-IV [3], la Vanderbilt ADHD Parent Ratings Scale (VADPRS) [4] o la ADHD Symptom Checklist-4 [5], además de algunas desarrolladas en el ámbito europeo, como la German ADHD Rating Scale (FBB-HKS/ADHS)
[6], y tal vez unas de las más utilizadas: las ADHD Rating Scale-IV (ADHD RS-IV) [7]. Estas y otras escalas de evaluación
del TDAH han mostrado, en general, buenas propiedades psicométricas y sólidas bases normativas [8]; sin embargo, como señalan Döpfner et al [9], presentan un problema fundamental: la
casi totalidad de los estudios se ha realizado en países de habla
inglesa (principalmente Estados Unidos) y, por tanto, la fiabilidad y la validez transcultural no se han evaluado convenientemente.
Entre las escalas citadas, como ya hemos mencionado, tal
vez las de más éxito han sido las ADHD RS-IV. Las razones
pueden ser las siguientes: sus ítems son plenamente coincidentes con los 18 criterios A del DSM-IV y sus subescalas se ajustan a los subtipos de TDAH que permite diagnosticar el DSMIV. Dispone de una versión para maestros y otra para padres, lo
que se adecua al criterio de ‘presencia de la sintomatología al
© 2007, REVISTA DE NEUROLOGÍA
menos en dos ambientes’. Y, por último, la respuesta del evaluador se centra en la frecuencia de la conducta del niño e incorpora el criterio de ‘evaluar en función de los últimos seis
meses’. Además, tanto desde el punto de vista psicométrico como aplicado, las ADHD RS-IV presentan muchos puntos fuertes: están normalizadas por edad, género y tipo de evaluador
–véase el manual de la escala [10]–, avalan el modelo bifactorial del DSM-IV para el TDAH [11], presentan buenos resultados de fiabilidad, consistencia interna y validez [12], han demostrado utilidad clínica para el diagnóstico del TDAH [13,14]
y se han utilizado con éxito en estudios que analizan la eficacia
de tratamientos farmacológicos [15-19].
Todos los estudios citados son con muestras estadounidenses. Desde el punto de vista transcultural, la mayoría de estudios
se ha centrado en el análisis de la estructura factorial de las escalas. En general, los resultados coinciden en la presencia de dos
grandes factores: ‘inatención’ e ‘hiperactividad/impulsividad’,
aunque significativamente correlacionados y con mayor peso del
efecto ‘fuente’ (padres frente a maestros) que del efecto ‘rasgo’
(inatención frente a hiperactividad/inatención) [20,21]. Existen
otros estudios transculturales centrados en aspectos de prevalencia [22-24], de diagnóstico [25] o incluso genéticos [26]; sin embargo, existen muy pocos estudios psicométricos y de normalización de puntuaciones de carácter más básico. Recientemente
Zhang et al [27] han publicado las propiedades psicométricas de
la versión para clínicos de las ADHD RS-IV en un estudio multinacional (con muestra española incluida) y, en la misma línea,
Döpfner et al, del grupo Eudora, han hecho lo propio [9]. Sin
embargo, los estudios de normalización de las ADHD RS-IV de
maestros y padres en muestras de países de habla no inglesa son
muy escasos: únicamente hace ya unos años se publicó un estudio psicométrico con una muestra islandesa [28]. Por tanto, el
objetivo principal de nuestro trabajo es realizar un estudio de
REV NEUROL 2007; 45 (7): 393-399
393
Aceptado tras revisión externa: 03.09.07.
a
Departamento de Psicología. Universitat de les Illes Balears. b Laboratorio de Neurociencias ‘IUNICS’. Hospital Son Llàtzer. Palma de Mallorca,
Baleares, España.
Correspondencia: Dr. Mateu Servera. Departamento de Psicología. Universitat de les Illes Balears. Ctra. Valldemossa, km 7,5. E-07122 Palma de
Mallorca (Baleares). Fax: +34 871 202 283. E-mail: [email protected]
M. SERVERA, ET AL
normalización de las ADHD RS-IV con una muestra española y
siguiendo, en la medida de lo posible, los mismos procedimientos de los estudios originales del grupo de DuPaul con muestras
estadounidenses.
Más específicamente, este trabajo tiene cuatro objetivos:
– Presentar datos de normalización de las ADHD RS-IV para
maestros y padres con una muestra española, y a su vez
compararlos (aunque sea parcialmente) con los trabajos originales del grupo de DuPaul con muestras estadounidenses.
– Analizar las diferencias, a través de un diseño ‘intrasujetos’,
entre tres evaluadores (maestros, padres y madres) en cada
una de las tres subescalas (IN, H/I y TOT) en función de los
factores ‘género’ y ‘edad’.
– Analizar las diferencias que se dan en cada evaluador en las
tres subescalas en función de los factores ‘género’ y ‘edad’.
En este caso nos basamos en un diseño ‘intersujetos’, que
prácticamente replica los resultados originales del grupo de
DuPaul, con tres diferencias: en nuestro caso utilizamos tres
evaluadores (separamos padres y madres), no contemplamos el factor ‘grupo étnico’ y nuestros grupos de edad se
hallan entre los 6 y los 11 años (y no entre los 5 y los 18).
– Analizar la fiabilidad por consistencia interna de cada subescala y para cada evaluador. Lógicamente nuestras hipótesis de partida se basan en los resultados más relevantes del
grupo de DuPaul.
DuPaul et al [10] analizaron las diferencias por género, por
edad y por grupo étnico en una muestra de 2.000 sujetos evaluados a través de las ADHD RS-IV, versión para padres. Aplicando un análisis multivariante de la variancia de tres factores,
género (2) × edad (4) × grupo étnico (3) para las tres variables
dependientes (subescalas de IN, H/I y TOT), no observaron
ningún efecto de interacción significativo. En el análisis univariante para cada una de las subescalas, sólo se encontró una
interacción simple significativa entre género y edad para la variable H/I: en general, se puede concluir, por una parte, que para los dos géneros a menor edad mayor puntuación en H/I, y,
por otra parte, en todos los grupos, excepto en el último (14-18
años), los niños siempre recibieron puntuaciones significativamente más elevadas que las niñas. Por su parte, los análisis
dentro del factor ‘género’ mostraron que en las tres subescalas
los niños recibieron puntuaciones significativamente más elevadas que las niñas. En el caso de los análisis dentro del factor
‘edad’, los dos grupos de menor edad recibieron puntuaciones
significativamente más elevadas que los dos grupos de mayor
edad en las tres subescalas.
El grupo de DuPaul publicó la misma estructura de análisis
para las ADHD RS-IV, versión maestros [7]. Tampoco se detectaron efectos de interacción en el análisis multivariante y en el
caso del univariante sólo fue significativa la interacción entre
‘edad’ y ‘grupo étnico’ en H/I y en TOT; por tanto, para los factores género y edad sólo se realizaron análisis univariantes. En
el factor ‘género’ se observó que los niños recibieron puntuaciones significativamente más elevadas que las niñas en las tres
subescalas (resultado idéntico al estudio anterior con padres).
En cambio, en el factor ‘edad’ sólo hubo diferencias significativas en la subescala H/I, si bien siguiendo la misma tendencia
que en el caso de las puntuaciones de los padres: en general, a
mayor edad menor puntuación. Aunque en los trabajos de de
DuPaul no se realiza específicamente una comparación estadística de las puntuaciones entre maestros y padres, en las tablas
394
del manual de las ADHD RS-IV [10] se aprecia visualmente
que los maestros, en general, puntúan más alto que los padres.
Por último, en relación con la consistencia interna, los resultados de partida son los siguientes [11]: en el caso de los maestros, el coeficiente α fue de 0,96 para IN y 0,88 para H/I, y en la
muestra de padres fue de 0,86 para IN y 0,88 para H/I.
SUJETOS Y MÉTODOS
La muestra pertenece a un estudio epidemiológico centrado en la prevalencia del TDAH en la isla de Mallorca [16]. Sobre una población total aproximada de 30.000 alumnos, se seleccionaron al azar 1.509 sujetos, de los cuales se intentó obtener las puntuaciones en las ADHD RS-IV de sus maestros, padres y madres. En total, se obtuvieron las escalas completas de 1.293
sujetos. Los sujetos se repartieron uniformemente por género (el 53,4% son
niños) y se establecieron cuatro grupos de edad: el primer grupo eran niños
entre 6,1-7,4 años (n = 329, media: 6,79, DE = 0,32); el segundo, entre 7,28,8 años (n = 294, media: 7,81, DE = 0,41); el tercero, entre 8,2-9,5 años (n
= 337, media: 8,81, DE = 0,32) y el cuarto, entre 9,1-11,1 años (n = 333,
media: 9,86, DE = 0,41). A través de un procedimiento de ANOVA (F(3,1292)
= 4.300,52, p < 0,001), y de los contrastes post hoc basados en la Tukey’s
HSD, se observó que los cuatro se diferencian significativamente entre sí en
función de su media de edad.
Las ADHD RS-IV [10] se componen de 18 ítems plenamente coincidentes con el listado de síntomas del criterio A del TDAH del DSM-IV. Por tanto, constan de una subescala de inatención (IN, 9 ítems), otra de hiperactividad/impulsividad (H/I, 9 ítems) y la total (TOT, 18 ítems). Cada ítem es
puntuado de 0 a 3 puntos, y las puntuaciones más elevadas son indicativas
de presencia de la conducta problema. Las puntuaciones directas se transforman en percentiles en función del evaluador (maestro o padre), la edad
del sujeto y el género.
A todos los sujetos se les evaluó con el consentimiento informado de los
tutores del centro escolar y de sus padres. Para cada uno se obtuvieron las
puntuaciones de tres evaluadores: el maestro (en la propia escuela), el padre y la madre (a través de correo con la ayuda de las escuelas). El diseño
y análisis de resultados se plantearon en función de los objetivos antes expuestos. Para nuestro primer objetivo presentamos los datos de normalización en tablas similares a las que ofreció DuPaul [10]. En estos trabajos
originales se observa la superioridad de las puntuaciones de los maestros
sobre los padres en casi todos los grupos de edad y en los dos géneros. A
partir de los datos que aparecen en sus tablas, aplicamos t-test y determinamos niveles de significación para compararlos con los obtenidos en nuestra
muestra. Para poder realizar esta comparación tuvimos que hacer algunos
cambios: en primer lugar, utilizamos la media de las puntuaciones de nuestros padres y madres (puesto que en los trabajos de DuPaul sólo existe una
puntuación de padres); y, en segundo lugar, equiparamos el primer grupo
de edad de DuPaul (5-7 años) a nuestro grupo primer grupo (6,1-7,4) y el
segundo grupo (8-10 años) a nuestros grupos segundo y tercero (7,2-9,5).
A partir de estas modificaciones, realizamos las comparaciones t-test en
ambas muestras.
Para el segundo objetivo se llevó a cabo un diseño intrasujetos basado en
un análisis multivariante de la variancia (MANOVA) de tres factores (evaluador, curso y género), con medidas repetidas en el factor ‘evaluador’ para
las tres variables dependientes: IN, H/I y TOT. Este procedimiento nos permitió analizar las diferencias entre los tres evaluadores en función de los
factores ‘curso’ y ‘género’. Para el tercer objetivo se aplicó un diseño intersujetos similar a los desarrollados [4,15]. Se trata de MANOVA de dos factores (curso × género) realizados separadamente para maestros, padres y
madres. Estos procedimientos nos permitieron analizar las diferencias para
cada uno de los tres evaluadores en las tres variables dependientes por cursos y/o género. Los estadísticos utilizados para los análisis multivariantes y
univariantes fueron los mismos que los propuestos por el grupo de DuPaul,
es decir, para el efecto multivariado, la λ de Wilks, para los contrastes univariados, si no se cumplió el supuesto de esfericidad, el estadístico Greenhouse-Geisser, y para las comparaciones t-test se utilizaron las comparaciones dos a dos (pairwaise comparisons) corregidas por Bonferroni. Las comparaciones post hoc se han llevado a cabo con los estadísticos Tukey’s HSD
y Games-Howell (este último incorporado debido a la desigualdad de algunas variancias). Por último, para nuestro tercer objetivo específico se calcu-
REV NEUROL 2007; 45 (7): 393-399
ADHD RATING SCALE-IV
Tabla I. Datos normativos para varones en la subescala de inatención de las ADHD Rating Scale-IV.
Maestros
Padres
Madres
n
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Grupo
edad 1
167
5,8
(6,08)
10
12,8
15
24
6,64
(5,77)
11
12,8
15
24
6,88
(5,75)
11
12,8
14,4
24
Grupo
edad 2
155
6,34
(7,04)
12,
15,6
17
26,88
6,83
(4,9)
10
12
15
20
6,32
(4,99)
10
12
13
20,76
Grupo
edad 3
186
7,33
(6,93)
14
15,95
18
26,26
8,50
(5,87)
13
16
17
23,52
8,28
(5,64)
12
14
16,30
25
Grupo
edad 4
182
5,69
(6,38)
11,4
13
15,70
24,34
7,79
(6,39)
12
14
18,7
25,34
7,66
(6,04)
12
13
16,70
24
Tabla II. Datos normativos para niñas en la subescala de inatención de las ADHD Rating Scale-IV.
Maestros
Padres
Madres
n
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Grupo
edad 1
162
4,58
(6,09)
8,4
11
14,7
22,74
5,07
(4,92)
8
9,55
12
19,48
5,19
(5,1)
9
10
12,7
20,74
Grupo
edad 2
139
4,64
(5,93)
9
10
14
22,4
5,80
(4,71)
10
11
12
19,2
5,59
(4,38)
9
11
11
16,2
Grupo
edad 3
151
4,71
(5,44)
9
11,20
12,8
21
5,85
(4,79)
9
11,2
14
18,96
5,86
(5,24)
9
11,2
14,8
20,96
Grupo
edad 4
151
4
(5,61)
8
11
13,8
20,92
6,68
(5,60)
10
12
14
25,84
5,59
(5,59)
11
12
13,8
22
ló el coeficiente α de Cronbach para cada una de las subescalas y para cada
evaluador.
RESULTADOS
Datos de normalización
La estructura de las tablas que presentamos es similar a la que aparece en el
manual [10] (con las modificaciones antes explicadas en el apartado de procedimiento): para cada subescala, para cada evaluador, para cada género y
para cada grupo de edad aparecen la media, la desviación estándar y cuatro
percentiles (80, 90, 93 y 98). En las tablas I y II se presentan, respectivamente, los datos de la muestra de niños y de niñas en la subescala IN; en las tablas III y IV se presentan, respectivamente, los datos de la muestra de niños
y de niñas en la subescala H/I; y en las tablas V y VI se presentan, respectivamente, los datos de la muestra de niños y de niñas en la subescala TOT.
El primer objetivo era comparar, en la muestra de DuPaul, por un lado, y
en la nuestra, por otro, las diferencias entre maestros y padres/madres.
Cuando hemos aplicado procedimientos t-test en la muestra de DuPaul, hemos observado, en el caso de los niños, que las medias de los maestros son
significativamente superiores a las de los padres en todas las comparaciones: en IN, en el primer grupo de edad, t (594,2) = 5,01, p < 0,01; y en el segundo grupo, t (594,2) = 5,29, p < 0,01. En H/I, en el primer grupo, t (594,2)
= 2,62, p < 0,05; y en el segundo grupo, t (594,2) = 4,40, p < 0,01. Y en
TOT, en el primer grupo, t (594,2) = 4,02, p < 0,01; y en el segundo grupo,
t (594,2) = 5,18, p < 0,01. En la muestra de niñas, las medias de los maestros son significativamente superiores a las de los padres en los dos grupos
de IN y TOT. En IN, en el primer grupo de edad, t (523,2) = 3,72, p < 0,01;
y en el segundo grupo, t (583,2) = 3,64, p < 0,01. En TOT, en el primer grupo de edad, t (523,2) = 2,62, p < 0,05; y en el segundo grupo, t (583,2) =
2,59, p < 0,05. En la medida H/I no hay diferencias en ningún grupo.
En nuestra muestra, los resultados han seguido una tendencia contraria:
en la muestra de niños las medias de los padres han sido significativamente superiores a las de los maestros en H/I en los dos grupos: primer grupo
de edad, t (332,2) = 3,44, p < 0,01; y en el segundo grupo, t (680,2) = 2,45,
REV NEUROL 2007; 45 (7): 393-399
p < 0,05. Lo mismo ha pasado en el caso de TOT: en el primer grupo de
edad, t (332,2) = 2,70, p < 0,05; y en el segundo grupo, t (680,2) = 2,10,
p < 0,05. No ha habido diferencias significativas en IN. En la muestra de
niñas, las medias de los padres han sido significativamente superiores a las
de los maestros en IN sólo en el segundo grupo: t (290,2) = 2,56, p < 0,05.
En H/I, en los dos grupos: en el primer grupo, t (162,2) = 4,62, p < 0,01; y
en el segundo grupo, t (290,2) = 6,81, p < 0,01. Y en TOT también en los
dos grupos: en el primer grupo, t (162,2) = 2,90, p < 0,01; y en el segundo
grupo, t (290,2) = 5,16, p < 0,01.
Análisis de los datos del diseño intrasujeto
En relación con el segundo objetivo, los datos han sido los siguientes: en los
contrastes multivariados, el efecto global de interacción ‘evaluador × edad
×género’ no ha sido significativo –λ de Wilks = 0,99, F (12, 3.392,15) =
0,92, p = 0,52– y, en cambio, sí lo han sido los efectos ‘evaluador × grupo
de edad’ –λ de Wilks = 0,97, F (12, 3.392,15) = 2,88, p = 0,01– y, en mayor
medida, el efecto ‘evaluador × género’ –λ de Wilks = 0,98, F (4, 1.282) =
5,38, p < 0,001– y, por supuesto, el efecto principal ‘evaluador’ –λ de Wilks
= 0,86, F (4, 1.282) = 53,96, p < 0,001–.
Los contrastes univariados, utilizando el estadístico Greenhouse-Geisser
con la corrección épsilon para los grados de libertad, nos permiten analizar
los efectos principales del factor de medidas repetidas (tipo de evaluador) y
su interacción con curso y género para cada una de las tres medidas. Dentro de estos contrastes, el efecto principal ‘evaluador’ ha mostrado diferencias muy significativas en las tres medidas: en el caso de IN, F (1,38,
1.770,44) = 46,71, p < 0,001. En el caso de H/I, F (1,37, 1.761,17) = 176,05,
p < 0,001. Y en el caso de TOT, F (1,32, 1.691,64) = 128,97, p < 0,001. El
efecto principal ‘evaluador × grupo de edad’ también ha mostrado diferencias significativas en las tres medidas: en el caso de IN, F (4,13, 1.770,44)
= 5,03, p < 0,001. En el caso de H/I, F (4,11, 1.761,17) = 4,56, p < 0,01.
Y, por último, en el caso de TOT, F (3,95, 1.691,64) = 5,70, p < 0,001. En
los contrastes univariados, ‘evaluador × género’, no han aparecido diferencias significativas en la medida de IN, F (1,38, 1.770,44) = 0,60, p = 0,49;
ello significa que en esta medida las diferencias entre niños y niñas no se
395
M. SERVERA, ET AL
Tabla III. Datos normativos para varones en la subescala de hiperactividad/impulsividad de las ADHD Rating Scale-IV.
Maestros
Padres
Madres
n
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Grupo
edad 1
167
6,34
(6,53)
12
14
17
23,64
8,44
(5,83)
13
15
18
23,28
8,85
(6,22)
14,4
17
19
24,64
Grupo
edad 2
155
6,58
(6,99)
12
15
18
25,76
7,15
(5,12)
11,8
13
14
19,88
6,80
(5,07)
11
13
14
20,52
Grupo
edad 3
186
5,56
(6,04)
11
12
14
23,26
7,01
(5,27)
11
12,95
14
21
7,01
(5,55)
11
12,95
14
21
Grupo
edad 4
182
4,56
(5,8)
9
11
14
20,36
7,36
(5,5)
12
13
14
21,34
7,16
(5,46)
11,4
13
14
22
Tabla IV. Datos normativos para niñas en la subescala de hiperactividad/impulsividad de las ADHD Rating Scale-IV.
Maestros
Padres
Madres
n
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Grupo
edad 1
162
4,04
(5,2)
7
9
11
22
6,72
(5,02)
11
12,55
14,7
18
6,49
(4,94)
11
12
14
19
Grupo
edad 2
139
3,36
(5,58)
5
8
11
24,6
6,32
(4,62)
10
11
13
18,4
6,25
(4,75)
10
11
13
19,2
Grupo
edad 3
151
3,82
(4,97)
6,6
9
11
19,92
6,36
(4,73)
11
12
14
18,96
6,52
(4,7)
10
11
13
18,96
Grupo
edad 4
151
2,40
(3,7)
4,6
6
7
15,92
6,73
(6,05)
11
13
15
24
6,38
(5,75)
10
12
15
24,88
Tabla V. Datos normativos para varones en la puntuación total de las ADHD Rating Scale-IV.
Maestros
Padres
Madres
n
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Grupo
edad 1
167
12,13
(11,6)
20
22
30
45,84
15,08
(10,78)
23
26,8
31
45
15,75
(11,14)
25
27,8
32
45
Grupo
edad 2
155
12,92
(13,22)
24,6
29
34
48,76
13,98
(8,96)
21
24
26
37
13,12
(8,99)
21
24
25
36
Grupo
edad 3
186
12,9
(12,07)
24
26,95
29,3
45,52
15,51
(10,13)
24,6
27
30,3
40,82
15,76
(9,91)
23,6
26
31
41,3
Grupo
edad 4
182
10,25
(11,24)
18,4
22,55
27
43,38
15,15
(10,6)
24
26
29,4
43
14,82
(10,34)
23
25
29,70 42,02
Tabla VI. Datos normativos para niñas en la puntuación total de las ADHD Rating Scale-IV.
Maestros
Padres
Madres
n
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Media
(DE)
p80
p85
p90
p98
Grupo
edad 1
162
8,62
(10,41)
14,4
19
24,7
42,44
11,78
(9,14)
17,4
20
27
35,22
11,68
(9,11)
17
21,55
27
36
Grupo
edad 2
139
8
(10,15)
14
16
24
44
12,12
(8,17)
19
22
25
31,4
11,84
(7,95)
19
21
23
31,4
Grupo
edad 3
151
8,54
(9,33)
15
17,2
23
38,72
12,21
(8,48)
19
22
24,8
34,96
12,38
(8,81)
19
22
25
37
Grupo
edad 4
151
6,4
(8,35)
13
15
18
34,76
13,4
(10,59)
20,6
23,2
25
49,80
12,87
(10,14)
20
23
25,8
43
396
REV NEUROL 2007; 45 (7): 393-399
ADHD RATING SCALE-IV
ven influidas por el tipo de evaluador. Por otra parte, las diferencias son estadísticamente significativas en H/I, F (1,37, 1.761,17) = 12,77, p < 0,01, y
en TOT, F (1,32, 1.691,64) = 5,95, p < 0,01.
A continuación se exponen los resultados de las comparaciones dos a dos
para cada uno de los efectos principales. En general, ya podemos avanzar
que las diferencias significativas han afectado exclusivamente a los maestros frente a los padres y/o a las madres y, en todos los casos, como se puede comprobar en las tablas, siempre en la misma dirección: los maestros
han puntuado más bajo en IN, H/I y TOT que padres y/o madres.
En las comparaciones dos a dos dentro del factor ‘evaluador’, todas las
diferencias estadísticamente significativas han sido entre maestros y padres
y/o entre maestros y madres. En el caso de IN maestros y padres, t (1.284) =
7,51, p < 0,001, y maestros y madres, t (1.284) = 6,91, p < 0,001. En el caso de H/I maestros y padres, t (1.257) = 14,05, p < 0,001, y maestros y madres, t (1.257) = 14,11, p < 0,001. Por último, en el caso de TOT maestros y
padres, t (1.275) = 12,04, p < 0,001, y maestros y madres, t (1.275) = 11,79,
p < 0,001.
Las comparaciones dos a dos, teniendo en cuenta el factor ‘grupo de
edad’, han presentado los siguientes resultados: en el primer grupo ha habido diferencias significativas en IN sólo entre maestros y madres, t (1.257) =
2,59, p < 0,05. En H/I, entre maestros y padres, t (1.257) = 6,97, p < 0,01);
y entre maestros y madres, t (1.257) = 7,38, p < 0,01. Y en TOT, entre maestros y padres, t (1.257) = 5,07, p < 0,01; y entre maestros y madres, t (1.257)
= 5,60, p < 0,01. En el segundo grupo no ha habido ninguna diferencia significativa en IN. En H/I, en cambio, ha aparecido entre maestros y padres,
t (1.257) = 4,87, p < 0,01; y entre maestros y madres, t (1.257) = 4,35, p <
0,01. Y en TOT sólo han aparecido entre maestros y madres, t (1.257) =
4,05, p < 0,01. En el tercer grupo ha habido diferencias significativas en IN
entre maestros y padres, t (1.257) = 3,50, p < 0,01; y entre maestros y madres, t (1.257) = 3,19, p < 0,01. En H/I, entre maestros y padres, t (1.257) =
5,87, p < 0,01; y entre maestros y madres, t (1.257) = 6,87, p < 0,01. Y en
TOT, entre maestros y padres, t (1.257) = 5,25, p < 0,01; y entre maestros y
madres, t (1.257) = 5,65, p < 0,01. Finalmente, en el cuarto grupo ha habido
diferencias significativas en IN entre maestros y padres, t (1.257) = 7,26,
p < 0,01; y entre maestros y madres, t (1.257) = 6,86, p < 0,01. En H/I, entre maestros y padres, t (1.257) = 10,43, p < 0,01; y entre maestros y madres, t (1.257) = 9,74, p < 0,01. Y en TOT, entre maestros y padres, t (1.257)
= 9,89, p < 0,01; y entre maestros y madres, t (1.257) = 9,29, p < 0,01.
Las comparaciones dos a dos entre los tres evaluadores en función del
factor ‘género’ han dado los siguientes resultados: en la submuestra de niños en la puntuación IN han sido significativas las diferencias entre maestros y padres, t (1.275) = 5,03, p < 0,001; y entre maestros y madres, t (1.275)
= 4,40, p < 0,001. En H/I, entre maestros y padres, t (1.275) = 7,30, p <
0,001; y entre maestros y madres, t (1.275) = 7,78, p < 0,001. Y en TOT, entre maestros y padres, t (1.275) = 6,89, p < 0,001; y entre maestros y madres, t (1.275) = 6,82, p < 0,001. En la submuestra de niñas, en la medida IN
han sido significativas las diferencias entre maestros y padres, t (1.275) =
5,59, p < 0,001; y entre maestros y madres, t (1.275) = 5,38, p < 0,001. En
H/I, entre maestros y padres, t (1.275) = 12,37, p < 0,001; y entre maestros
y madres, t (1.275) = 12,02, p < 0,01. Y en TOT, entre maestros y padres,
t (1.275) = 10,07, p < 0,001; y entre maestros y madres, t (1.275) = 9,76,
p < 0,001. En resumen, todas las comparaciones entre maestros frente a padres y maestros frente a madres han sido estadísticamente significativas y
siempre en la misma dirección: los maestros han puntuado más bajo que los
progenitores (tanto en el caso de los niños como de las niñas).
Análisis de los datos del diseño intersujeto
En relación con el tercer objetivo, se han aplicado diseños independientes
para maestros, padres y madres. En el caso de los maestros, la interacción
‘edad × género’ no ha sido significativa, aunque haya sido por escaso margen –λ de Wilks = 0,99, F (6, 2.568) = 2,10, p = 0,05–; en cambio, de modo
independiente, sí han sido significativos los efectos principales ‘género’
–λ de Wilks = 0,96, F (2, 1.284) = 27,29, p < 0,01– y ‘edad’ –λ de Wilks =
0,99, F (6, 2.568) = 5,20, p < 0,01–. Más concretamente, los efectos intersujetos han mostrado diferencias significativas por edades en dos variables:
H/I, F (3, 1.285) = 5,83, p < 0,01; y TOT, F (3, 1.285) = 3,33, p < 0,05;
y por género en las tres variables: IN, F (1, 1.285) = 26,86, p < 0,01; H/I,
F (1, 1.285) = 54,60, p < 0,01; y TOT, F (1, 1.285) = 46,00, p < 0,01. Las
diferencias por género han indicado que los niños son puntuados por sus
maestros como más inatentos e hiperactivos/impulsivos que las niñas. En el
REV NEUROL 2007; 45 (7): 393-399
caso de las diferencias por grupo de edad, las comparaciones post hoc a través de la Tukey’s HSD y de Games-Howell han coincidido en destacar que
los niños del cuarto grupo se diferencian significativamente de los otros tres
grupos en H/I (p < 0,05). En el caso de TOT, la única diferencia significativa ha afectado a los niños del tercer grupo frente a los del cuarto (p < 0,05).
En el caso de la muestra de padres, la interacción ‘edad × género’ tampoco ha resultado significativa –λ de Wilks = 0,99, F (6, 2.568) = 2,10, p =
0,06–; en cambio, como en el caso de los maestros, sí han sido significativos los efectos principales ‘género’ –λ de Wilks = 0,98, F (2, 1.284) =
13.65, p < 0,01– y ‘edad’ –λ de Wilks = 0,97, F (6, 2.568) = 7.78, p < 0,01–.
Los efectos intersujetos han mostrado diferencias significativas por grupos
de edad en una sola variable: IN, F (3, 1.285) = 4,99, p < 0,01) y por género en las tres variables: IN, F (1, 1.285) = 27,30, p < 0,01; H/I, F (1, 1.285)
= 10,45, p < 0,01; y TOT, F (1, 1.285) = 22,04, p < 0,01. Las diferencias
por género han indicado que los niños son puntuados por sus padres como
más inatentos e hiperactivos/impulsivos que las niñas. En el caso de las diferencias por edad, las comparaciones post hoc coinciden en que en IN la
diferencia significativa ha estado entre el primer grupo frente a los grupos
tercero y cuarto.
En el caso de la muestra de madres, los resultados han sido los siguientes: de nuevo la interacción ‘edad × género’ tampoco ha resultado significativa por escaso margen –λ de Wilks = 0,99, F (6, 2.568) = 2,14, p = 0,05–;
en cambio, sí han sido significativos los efectos principales ‘género’ –λ de
Wilks = 0,98, F (2, 1.284) = 12.96, p < 0,01– y ‘edad’ –λ de Wilks = 0,97,
F (6, 2.568) = 6,40, p < 0,01–. Los efectos intersujetos han mostrado diferencias significativas por edades en dos variables: IN, F (3, 1.285) = 4,27,
p < 0,05; y H/I, F (3, 1.285) = 2.75, p < 0,05; y por género en las tres variables: IN, F (1, 1.285) = 24,71, p < 0,01; H/I, F (1, 1.285) = 15,39, p < 0,01;
y TOT, F (1, 1.285) = 24,56, p < 0,01. Las diferencias por género han señalado que los niños son puntuados por sus madres como más inatentos e hiperactivos/impulsivos que las niñas. En el caso de las diferencias por edades, las comparaciones post hoc han coincidido en señalar que en la medida IN se forman dos sugrupos: el segundo y el primero frente al cuarto y el
tercero, sin que haya diferencias entre el primero y el cuarto. En el caso de
H/I, las únicas diferencias significativas se han dado entre el primer y el segundo grupo.
Análisis de la consistencia interna de la escala
Los datos referidos al cuarto objetivo han sido los siguientes: el coeficiente
α de Cronbach para IN ha sido de 0,95 para los maestros y 0,90 tanto para
los padres como para las madres. En el caso de la medida de H/I, ha sido de
0,94 para los maestros, de 0,85 para los padres y de 0,86 para las madres.
DISCUSIÓN
Vamos a desarrollar este apartado siguiendo los objetivos propuestos y analizados en los resultados. Nuestro primer objetivo
consistía en presentar datos de normalización de las ADHD RSIV en una muestra escolar española y compararlos con la muestra original del grupo de DuPaul. En las tablas pueden comprobarse nuestros resultados. Aunque en principio estos datos pueden ser utilizados en investigaciones posteriores, los resultados
globales obligan a ser precavidos, puesto que en comparación
con los originales de DuPaul [10], han seguido una tendencia
inversa. En las muestras estadounidenses, los maestros casi siempre han presentado medias en todas las subescalas, en todas las
edades y en los dos géneros superiores a las de los padres. Por el
contrario, en nuestro caso han sido los padres los que de modo
significativo han puntuado de forma superior a los maestros. No
es fácil encontrar una explicación a estos resultados, pero en su
interpretación hay que tener presente, como mínimo, estas consideraciones: en primer lugar, nuestra puntuación de padres se
basa en una media de padres y madres (no en una puntuación
única); en segundo lugar, los grupos de edad en los estudios de
DuPaul y en los nuestros no son plenamente coincidentes; y, en
tercer lugar, y más importante, las diferencias transculturales y
397
M. SERVERA, ET AL
temporales pueden jugar un papel importante. De todos modos,
hay que remarcar que existen otros estudios de adaptación de
las ADHD RS-IV en el que los resultados no son coincidentes
con las muestras estadounidenses. En un estudio [28] con muestra islandesa los resultados fueron parcialmente coincidentes
con los nuestros: en el caso de los niños de 6 años (n = 54) y de
los niños de 8 años (n = 73) no hubo diferencias significativas
entre maestros y padres en ninguna subescala. En el caso de
las niñas de 6 años (n = 57) y 8 años (n = 81), aparecen diferencias significativas en H/I y en TOT: en todos los casos las medias de los padres fueron superiores a las de los maestros. No
hubo diferencias en IN. Otra posible explicación es que se esté
produciendo una mayor sensibilización en los padres, en contraposición con una postura cautelosa de los maestros en la puntuación de los síntomas del TDAH. En este sentido, en trabajos
recientes, un estudio sobre gemelos en el que se intenta dilucidar el origen de la baja correlación entre padres/maestros concluye que los padres y maestros puntúan diferentes conductas
del TDAH, y que la puntuación es más alta en el caso de los padres [29]. Otros autores también observan una mayor sensibilidad en las escalas de padres con respecto a la de maestros, comparándola con la escala del investigador para detectar los cambios en el comportamiento en respuesta a un tratamiento farmacológico [30]. Y, por último, en un estudio que valoraban la utilidad de la escalas de los padres con respecto a los profesores en
la evaluación y el diagnóstico diferencial del TDAH en una
muestra clínica de 5-12 años, concluyen que los padres tienden
a sobrediagnosticar TDAH con respecto a los profesores [31].
En conclusión, el uso y la normalización de las ADHD RSIV requieren estudios cuidadosos y actualizados en los cuales la
selección de las muestras no sólo debe contemplar aspectos de
edad, género o tipo evaluador, sino también aspectos socioculturales. De hecho, en los propios trabajos [7] se aprecian diferencias significativas en las medias de maestros y padres en función de la etnia de los sujetos (afroamericanos, latinos o caucásicos). El trabajo de adaptación de la versión para clínicos de las
ADHD RS-IV desde una perspectiva multinacional [27] puede
ser un buen ejemplo a seguir.
El segundo objetivo de nuestro trabajo era analizar las diferencias entre los tres evaluadores en cada una de las subescalas
de TDAH. La principal conclusión es que no ha habido ninguna
diferencia significativa entre padres y madres y, en cambio, han
existido muchas diferencias significativas entre maestros frente
a padres y/o madres. Siempre en la dirección señalada anteriormente, los maestros han puntuado más bajo que los progenitores. Por ejemplo, tanto dentro de la muestra de niños como de
niñas todas las diferencias han sido estadísticamente significativas, mientras que dentro del ‘factor edad’, de las 24 comparaciones posibles, 20 han sido estadísticamente significativas.
El tercer objetivo de nuestro trabajo era analizar las diferencias dentro de los factores ‘género’ y ‘grupo de edad’ en función
de cada uno de los tres evaluadores. Un aspecto destacado ha sido que, al igual que en los estudios [7,11], la interacción entre
los dos factores no ha sido significativa. Por separado, en el caso del factor ‘género’, la principal conclusión es que maestros,
padres y madres han coincidido en considerar significativamente a los niños como más inatentos y más hiperactivos/impulsivos que las niñas; resultado plenamente coincidente con los trabajos previos del grupo de DuPaul. Por el contrario, dentro del
398
factor ‘grupo de edad’, las diferencias han sido pocas y no han
confirmado los resultados previos del grupo de DuPaul. Por
ejemplo, no puede decirse que a menor edad haya más problemas de atención: en el caso de los maestros, ningún grupo se diferenció entre sí; en el caso de los padres, el primer grupo puntuó significativamente más bajo que los grupos tercero y cuarto;
y en el caso de las madres, los grupos extremos fueron el segundo y el tercero. Tampoco puede afirmarse que a menor edad haya más problemas de hiperactividad/impulsividad: en el caso de
los maestros, se cumple relativamente esta tendencia, porque el
cuarto grupo puntuó significativamente más bajo que los otros
tres, pero entre ellos no hubo diferencias. En el caso de los padres, ningún grupo se diferenció entre sí, y en el caso de las madres, los grupos extremos fueron el primero y el segundo.
Las principales limitaciones de las conclusiones que hemos
expuesto son, por un parte, que no se controló que padres y madres contestasen por separado las escalas (se dieron instrucciones por escrito, pero no se ejerció un control real) y, por otra
parte, que el intervalo de edad en nuestro estudio para analizar
evolutivamente la sintomatología del TDAH es relativamente
corto (entre 6 y 11 años, y no entre 5 y 18, como pasó en los trabajos de DuPaul).
Aun así, de nuestros resultados se derivan algunas implicaciones relevantes. En primer lugar, es ineludible el uso de puntuaciones normalizadas por género a la hora de diagnosticar el
TDAH: habitualmente el trastorno se manifestará con mayor
gravedad en niños que en niñas, pero se minimizarán las diferencias en las tasas de prevalencia [22]. En segundo lugar, es
necesario replicar estudios clínicos con muestras españolas para
integrar las puntuaciones de maestros y padres en un sistema de
diagnóstico/descarte del TDAH similar a los realizados [6], teniendo presente que, a diferencia de lo observado en trabajos
estadounidenses, las medias de nuestros maestros son más bajas
que las de los padres y, por tanto, sus puntuaciones directas probablemente deberán ser más elevadas para llegar a los puntos de
corte (véanse los percentiles de nuestras tablas). En tercer lugar,
en nuestra muestra, al contrario de lo previsible, ni maestros ni
padres han presentado puntuaciones más elevadas en inatención
e hiperactividad/impulsividad en los niños de menor edad. Se
puede asumir que han evaluado a cada sujeto en función de su
edad, y esto ha permitido un nivel de variabilidad de las puntuaciones muy similar en cada grupo, sin diferencias importantes
entre ellos. Probablemente, para llegar a tener diferencias claras
en síntomas de TDAH en función de la edad haya que incluir
adolescentes, puesto que en la infancia no parecen tan claras.
Por último, y en relación con nuestro cuarto objetivo, los índices de consistencia interna de nuestra muestra han sido prácticamente similares en el caso de los maestros, y algo superiores
en el caso de los padres, a los presentados por DuPaul et al [12].
En resumen, hemos realizado un estudio de normalización de
las ADHD-IV RS-IV con una amplia muestra española, replicando gran parte de los resultados obtenidos en los trabajos originales del grupo de DuPaul. En esta línea, el objetivo principal
en otros estudios será aclarar la siguiente cuestión: ¿tienden los
maestros a puntuar más alto en IN e H/I que los padres? En el
manual original [10] se observa claramente esta tendencia, pero
nuestros resultados y algunos previos [14,29-31] muestran la
tendencia contraria.
REV NEUROL 2007; 45 (7): 393-399
ADHD RATING SCALE-IV
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ADHD RATING SCALE-IV IN A SAMPLE OF SPANISH SCHOOLCHILDREN:
NORMATIVE DATA AND INTERNAL CONSISTENCY FOR TEACHERS AND PARENTS
Summary. Introduction. The ADHD Rating Scale-IV (ADHD RS-IV) is one of the most use scales for attention deficit
hyperactivity disorder (ADHD), because has cut-off point regarding age, gender and setting, but the normalization data is
based on American school samples. Aim. Evaluation of cut-off point of ADHD-RS-IV for parents and teachers in a Spanish
sample. Subjects and methods. The study used the score of ADHD-RS-IV from a prevalence study of ADHD in school children
of 6-12 years. Using an intrasubject design between the three evaluators (parents and teachers) and the results of each
subscale (IN, H/I, and TOT) according to gender and age factors. Then, we analyzed the reliability and internal consistency
for each subscale and evaluator. Results. There are no significant differences between the father and the mother; but there are
between teachers, and father and/or mother scores. In relation to gender factor, boys’ score is higher on inattention and
hyperactivity-impulsivity than girls’. Our results show a reversal tendency in comparison with the American samples, in our
case parents’ scores were significantly higher than teachers’. Conclusion. The use and normalization of the ADHD RS-IV will
need to account not only for age, gender and setting but also for socio-cultural aspects. [REV NEUROL 2007; 45: 393-9]
Key words. ADHD RS-IV. Attention deficit hyperactivity disorder. DSM-IV. Epidemiology. Normalization. Prevalence.
REV NEUROL 2007; 45 (7): 393-399
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