El trastorno por déficit de atención e hiperactividad (TDAH) es un trastorno del neurodesarrollo que se caracteriza por la presencia de síntomas de inatención (IA) y/o hiperactividad-impulsividad (HI), persistentes y no correspondientes al nivel de neurodesarrollo normal del niño o adolescente1. Estas 2 dimensiones (IA e HI) son resultado del estudio factorial de los 18 criterios diagnósticos del TDAH del DSM-IV-TR2 y DSM-51. La evaluación completa de los síntomas de TDAH debe incluir una entrevista clínica con padres y paciente, e información sobre datos que recojan el impacto que los síntomas tienen en el funcionamiento global del niño, tanto en casa como en el colegio3–8.

Hay varios cuestionarios siguiendo los criterios y la estructura factorial del DSM-IV-TR2 para facilitar la recogida de la gravedad y la frecuencia de síntomas de TDAH por parte de profesores y padres. Estos incluyen la ADHD-Rating Scale IV9, la ADHD Symptoms Rating Scale10, la Conners Rating Scale11 y la SNAP-IV Rating Scale12, entre otras. Para abordar los cambios aparecidos en el DSM-51, DuPaul y su equipo desarrollaron recientemente la ADHD Rating Scale-53, avalando su validez y replicando la estructura bifactorial de los síntomas diana del TDAH, recogida tanto en el DSM-IV-TR2 como el DSM-51. Tanto la utilidad clínica, como las consistentes propiedades psicométricas de la escala ADHD-RS-IV13 han sido replicadas en distintos estudios norteamericanos14, multinacionales15 y europeos16.

En España, Servera y Cardó publicaron en 2007 un estudio describiendo los datos normalizados del ADHD-RS-IV basados en una muestra de niños en edad escolar (6-12 años)17. Sin embargo, hasta donde sabemos, esta escala no ha sido validada en español. Los objetivos de este estudio son, primero, describir la frecuencia de síntomas de TDAH tanto en una muestra de niños controles sanos sin TDAH, como en una muestra de pacientes con TDAH; y segundo, validar la versión en castellano de la escala de 18 ítems ADHD Rating Scale-IV (ADHD-RS-IV.es).

Seiscientos cincuenta y dos niños y adolescentes participaron en el estudio; 518 pacientes (muestra clínica) diagnosticados por primera vez de TDAH (79,73% varones; edad [DE]=11,40 [3,30] años) y 134 controles sanos (muestra no clínica) (47% varones; edad [DE] = 10,15 [2,97] años) fueron incluidos en el estudio.

Comparativa entre pacientes/controles sanos de los síntomas diana del trastorno por déficit de atención e hiperactividad

Las puntuaciones obtenidas por el grupo clínico fueron significativamente mayores que las obtenidas por el grupo no clínico (p<0,001). Estas diferencias se hallaron en cada uno de los ítems de IA e HI por separado, así como en la puntuación total (tabla 2) (fig. 1).

Tabla 2.

Comparación de las puntuaciones en cada síntoma de TDAH (ADHD-RS-IV.es) en nuestra muestra de niños y adolescentes con (n=518) y sin (n=134) TDAH

Ítem	Puntuación en controlesM (DE)	Puntuación en pacientes TDAHM (DE)	p
Subescala IA
Ítem 1 (IA 1): no presta atención/errores por descuido	0,63 (0,65)	2,07 (0,77)	< 0,001
Ítem 2 (IA2): dificultad en mantener atención en actividades o juegos	0,24 (0,52)	1,52 (0,96)	< 0,001
Ítem 3 (IA3): no parece escuchar lo que se le está diciendo	0,51 (0,59)	1,89 (0,88)	< 0,001
Ítem 4 (IA4): dificultad en completar/terminar tareas o no sigue instrucciones	0,30 (0,53)	2,12 (0,84)	< 0,001
Ítem 5 (IA5): dificultad en organizarse (actividades, etc.)	0,46 (0,60)	2,17 (0,93)	< 0,001
Ítem 6 (IA6): evita actividades que requieren mucho esfuerzo menta	0,43 (0,62)	2,27 (0,96)	< 0,001
Ítem 7 (IA7): pierde cosas necesarias para actividades o deberes	0,39 (0,60)	1,60 (1,05)	< 0,001
Ítem 8 (IA8): se distrae fácilmente por estímulos externos	0,73 (0,66)	2,41 (0,71)	< 0,001
Ítem 9 (IA9): es olvidadizo de actividades diarias	0,45 (0,60)	1,82 (0,94)	< 0,001
Puntuación subescala inatención (puntuación IA)	4,13 (3,57)	17,85 (5,48)	< 0,001
Subescala HI
Ítem 10 (HA1): mueve manos y pies o se mueve en su asiento	0,54 (0,75)	1,79 (1,05)	< 0,001
Ítem 11 (HA2): se levanta en clase o en otras situaciones cuando no debe	0,24 (0,49)	1,41 (1,08)	< 0,001
Ítem 12 (HA3): corre o se sube a sitios/cosas cuando se le dice que no lo haga	0,37 (0,57)	1,16 (1,1)	< 0,001
Ítem 13 (HA4): tiene dificultad para jugar en silencio	0,22 (0,50)	0,98 (1,07)	< 0,001
Ítem 14 (HA5): actúa como si estuviera activado por un motor	0,37 (0,60)	1,26 (1,14)	< 0,001
Ítem 15 (HA6): habla excesivamente	0,62 (0,86)	1,30 (1,07)	< 0,001
Ítem 16 (HA7): responde abruptamente antes de terminar la pregunta	0,42 (0,63)	1,52 (1,05)	< 0,001
Ítem 17 (HA8): dificultad en esperar su turno en actividades de grupo	0,28 (0,53)	1,23 (1,05)	< 0,001
Ítem 18 (HA9): interrumpe a la gente o se mete en conversaciones o juegos	0,43 (0,58)	1,48 (1,08)	< 0,001
Puntuación subescala hiperactividad/impulsividad (puntuación HI)	3,43 (3,41)	12,11 (7,083)	< 0,001

HI: hiperactividad/impulsividad; IA: inatención.

Figura 1.

Comparación de puntuaciones totales (ADHD-RS-IV.es) y por subescalas (IA e HI) en la muestra clínica (pacientes con TDAH) y no clínica (controles sanos).

(0.07MB).

Validez discriminante de la versión española del ADHD-RS-IV.es: comparativa entre pacientes/controles sanos

El análisis mediante curva ROC muestra que la escala ADHD-RS-IV.es tiene una sensibilidad del 91,9% y una especificidad del 90,3% para diferenciar el grupo clínico del no clínico (fig. 2). En base al índice J, el punto de corte óptimo que definiría, de manera teórica y sobre la base de nuestros datos, con mayor exactitud el diagnóstico, son 17 puntos para la muestra general (17 puntos para chicos y 15 puntos para chicas; 19 puntos para niños y 16 para adolescentes [fig. 3] [tabla 2]).

Figura 2.

Curva ROC de la escala ADHD-RS-IV.es en la muestra total.

(0.08MB).

Figura 3.

Puntuación total del ADHD-RS-IV.es: comparación de puntuaciones entre pacientes con TDAH y controles sanos. La línea vertical representa el punto de corte óptimo para la muestra total: 17 puntos.

(0.11MB).

Análisis factorial confirmatorio

La muestra de pacientes con TDAH y sin TDAH fue analizada conjuntamente, independientemente del subtipo DSM-IV-TR2, ya que no existe razón probada en la literatura que justifique su análisis por separado28. El modelo bifactorial (IA, HI) demostró un ajuste aceptable (CFI=0,92, TLI=0,91, RMSEA=0,07). El CFA mostró también que todos los ítems cargaban de manera significativamente (r>0,30 con p<0,001) en los factores clínicamente correspondientes. Se confirma también la elevada correlación (r=0,62) entre ambos factores (IA, HI), IC del 95% (0,57-0,68). La fiabilidad analizada mediante los coeficientes alfa ordinal y de Cronbach fueron elevados tanto para la escala total (0,93 y 0,95, respectivamente), como para la subescala de IA (0,93 y 0,95) y de HI (0,91 y 0,94) por separado.

El diagrama SEM completo se presenta en la figura 4.

Figura 4.

Diagrama SEM que muestra un modelo bifactorial, así como los valores de las correlaciones existentes entre las 2 subescalas entre las 2 dimensiones (subescalas) del ADHD-RS-IV.es.

En este diagrama, cada círculo corresponde con una dimensión, y cada rectángulo con un ítem (criterio diagnóstico). En este diagrama observamos cómo cada círculo está unido a los ítems que definen una misma dimensión y no están ligados a la otra (coeficiente de correlación media ítem-subescala). La ausencia de flecha que uniera un ítem con una dimensión significaría que la carga del factor con cualquiera de las dimensiones sería 0. La correlación entre las dimensiones y/o ítems están representadas con flechas de doble dirección (coeficiente de correlación interítem/intersubescala).

a Coeficiente de correlación media ítem-subescala (error aleatorio).

b Coeficiente de correlación intersubescala.

c Coeficiente de correlación interítem.

(0.21MB).

Este estudio evalúa la validez de la escala ADHD-RS-IV.es, y analiza las propiedades psicométricas de la escala en una muestra clínica y no clínica española. Teniendo en cuenta las características de nuestra muestra, no hay ningún estudio publicado hasta la fecha que haya realizado la validación de la escala ADHD-RS-IV en español en una muestra clínica y no clínica.

Tanto la homogeneidad como el tamaño muestral son aspectos que merecen consideración en el estudio de validación de una escala. A este respecto, no existe un acuerdo unánime sobre el número de sujetos mínimo que se han de incluir. El tamaño muestral que hemos utilizado en nuestro estudio satisface los criterios generalizados, ya que, en cuanto al valor absoluto, nuestra cifra de 652 sujetos cumpliría las indicaciones de Goldberg y Digman (1994), que recomiendan la inclusión de entre 500 y 1.000 participantes33. Con respecto al número de sujetos reclutados por cada ítem del cuestionario, en nuestro caso la ratio es de 36:1, cumpliendo las recomendaciones más exigentes34. Mediante el análisis descriptivo de los ítems, podemos contrastar su capacidad de poner de manifiesto las diferencias existentes entre el grupo clínico y no clínico. En nuestro estudio encontramos diferencias estadísticamente significativas (p<0,001) en cada uno de los 18 ítems de la escala, así como en las puntuaciones de las subescalas (IA e HI) y en la puntuación total entre la muestra clínica y la no clínica. Esto demuestra que la escala ADHD-RS-IV.es, en nuestra muestra, ha tenido la capacidad de discriminar la presencia de diagnóstico. La media de puntuación total en nuestra muestra clínica fue de 29,96, ligeramente menor que la obtenida en otras muestras clínicas utilizadas en los estudios de validación europeos16 (35,8) y multinacionales15 (41,2). Esto subraya la importancia de obtener datos normativos de dicha escala en cada país.

El poder de discriminación de un ítem se puede estimar analizando el coeficiente de correlación ítem-total corregido (r) entre la puntuación del ítem y la obtenida en la escala total, así como entre la puntuación del ítem y la subescala correspondiente. Los valores iguales o superiores a 0,25-0,30 se consideran adecuados35. Tal y como se observa en la figura 2, todos los coeficientes (cargas factoriales) se encuentran por encima del rango 0,25-0,30, demostrando que los ítems son representativos de un único factor y dando cuenta de la robustez de la escala. La presencia de correlación elevada (r > 0,40) entre ítems o factores implica que ambos están midiendo aspectos muy similares. En nuestro modelo encontramos que entre ambos factores existe una correlación moderadamente elevada (r=0,62), demostrando que ambos factores definen conjuntamente una misma entidad diagnóstica. Además, se observan correlaciones positivas elevadas entre distintos pares de ítems: IA7 («pierde cosas») y IA9 («es olvidadizo»), r=0,39; HA8 («dificultad para guardar turno») y HA9 («interrumpe a otros»), r=0,41. La presencia de estos índices podría indicar que la eliminación de uno de ellos podría mejorar la fiabilidad de la escala. Sin embargo, en este caso, tras la realización del análisis eliminando los ítems, la calidad del ajuste no mejora, por lo que el modelo no se modifica.

Con respecto a la estructura factorial de la escala ADHD-RS-IV.es, los resultados obtenidos en el análisis factorial exploratorio y confirmatorio demuestran que el modelo bifactorial es el que mejor se ajusta a la estructura de la escala (CFI=0,92, TLI=0,91, RMSEA=0,07, chi al cuadrado = 4,04), con valores de CFI y TLI>0,90, que indican buena bondad de ajuste, aunque algunos autores23 señalan que deberían considerarse valores más cercanos a 0,95. Un valor RMSEA menor de 0,06 indica buen ajuste y valores entre 0,06 y 0,08 indican un ajuste moderado23. En nuestro análisis podemos comprobar que el valor de la chi al cuadrado entre los grados de libertad es mayor de 2, superior al valor recomendado25. Sin embargo, usando el método de máxima verosimilitud, este valor puede verse alterado en muestras grandes, por lo que no puede utilizarse como único indicador de ajuste en los análisis con SEM, pero sí es conveniente incluirlo en los análisis confirmatorios dado que otros índices se basan en este33. De este modo, y a pesar del elevado valor de la chi al cuadrado de nuestro modelo, los excelentes valores del resto de las medidas de bondad de ajuste (CFI, TLI y RMSEA) respaldan sin lugar a dudas la replicación de la estructura factorial de la escala original9. A pesar de esto, también se sometió a contraste el modelo jerárquico, que mostró un adecuado ajuste, contrariamente a lo encontrado en un estudio previo por Ullebø et al. en 2012 en el que observaron que la escala se ajustaba a un modelo bifactorial a partir de un General factor ADHD21.

La fiabilidad de un instrumento nos indica la precisión con la que mide aquello que pretende medir, estimándose mediante el alfa de Cronbach30 y, con más precisión en el caso de escalas Likert, mediante el alfa ordinal29. Cuanto mayor es el valor alfa, mayor será la consistencia interna de la escala29. En nuestro estudio, los valores (Cronbach's/ordinal) podrían considerarse excelentes tanto para la escala total (0,94/0,95) como para las 2 subescalas de la IA (0,937/0,95) y la HI (0,91/0,94), siendo similares a los demostrados en estudios de validación previos14–16(tabla 3).

Por otra parte, estimamos la capacidad discriminante de la escala mediante el análisis de curvas ROC, que permiten estimar la sensibilidad y la especificidad para los distintos puntos de corte de la escala y dan una idea global de la capacidad de discriminación de la escala: «el área bajo la curva ROC estima la capacidad que tiene una prueba para distinguir o discriminar entre enfermos y no enfermos; cuanto mayor sea el área bajo la curva, más capacidad tendrá la prueba para discriminar entre unos y otros»36. El punto de corte óptimo se estableció en 17 puntos para la escala total, con una elevada sensibilidad (92%) y especificidad (99%), mostrando un elevado valor del área bajo la curva (AUC=0,97). Esto demuestra que la escala ADHD-RS-IV.es muestra un buen poder discriminante. Estos valores también se encontraron en los subanálisis realizados atendiendo a género y edad (tabla 4). Este punto de corte (17), obtenido tanto para la muestra total como para las submuestras, corresponde al percentil entre 93 y 95 de los datos normativos extraídos de nuestra pequeña muestra control (tabla 4). En otras palabras, usando este punto de corte, el 93% de la muestra total (clínica y no clínica), cumpliría criterios de TDAH. Al realizar los análisis por subgrupos (varones/mujeres; niños/adolescentes) se encontraron percentiles similares. Además, calculamos los puntos de corte óptimos para cada submuestra (tabla 2), obteniendo un punto de corte menor en el caso de las chicas (15) y mayor en el caso de los chicos (19).

En este estudio cabe señalar algunas limitaciones importantes para interpretar y generalizar sus resultados. En primer lugar, no diferenciamos si el informante era el padre o la madre, tal y como sí recogen algunos estudios previos. En segundo lugar, dado que únicamente fueron los padres quienes cumplimentaron la escala, los datos obtenidos en este estudio no podrían extrapolarse a la interpretación de dicha escala en profesores. Por último, dada la falta de datos normativos de la escala ADHD-RS-IV.es en la población infantil y adolescente17, lo evaluamos en una pequeña muestra control de 134 sujetos sanos. Por esta razón, serían necesarios estudios que incluyan muestras más amplias de controles sanos serían necesarias para comprobar estos datos normativos preliminares. Aunque nuestro estudio indica que las puntuaciones de la escala ADHD-RS-IV.es completadas por los padres son capaces de discriminar el grupo clínico del no clínico, cabe recordar que el diagnóstico nunca debe realizarse sobre la base de ningún cuestionario, sino que debe basarse siempre en la entrevista clínica con entrevistas a los padres y al paciente, cuestionarios, información de los profesores y exploraciones complementarias.

A pesar de estas limitaciones, concluimos que la escala ADHD-RS-IV.es presenta una alta fiabilidad y validez, equiparables a la escala original, presenta la misma estructura factorial que la original y propuesta en DSM-IV-TR2 y DSM-51, y muestra propiedades psicométricas clínicamente aceptables, convirtiéndola en un instrumento válido y fiable para evaluar la intensidad y frecuencia de los síntomas de TDAH en población clínica.

María Vallejo-Valdivielso ha recibido financiación departamental para estudios de investigación (no personal), de la Fundación Caja Navarra (CAN), de la Sociedad Vasco-Navarra de Psiquiatría (SVNP), del Gobierno de Navarra y de la Sociedad Española de Psiquiatría Infantil y Adolescente (AEPNYA). También ha recibido financiación para distintos cursos de formación continuada por parte de Shire, Janssen y Lundbeck.

César A. Soutullo ha recibido financiación departamental para estudios de investigación (no personal) de la Fundación Caja Navarra (CAN), Eli Lilly, Lundbeck, Shire y TEVA. Ha servido en consejos asesores de: Fundación Alicia Koplowitz, Editorial Médica Panamericana, Eli Lilly, European Network on Hyperkinetic Disorder (EUNETHYDIS), Instituto de Salud Carlos III (FIS), NeuroTech Solutions Ltd, Ministerio de Sanidad (Guías de Práctica Clínica en TDAH y Depresión), Rubiò y Shire. Ha impartido ponencias en cursos de formación médica continuada (no sobre un fármaco) para Eli Lilly, Shire, Universidad Internacional Menéndez Pelayo y la Universidad Internacional de La Rioja (UNIR). Ha recibido además derechos autor por parte de: DOYMA, Editorial Médica Panamericana, EUNSA y Mayo Ediciones.

Pilar de Castro-Manglano ha recibido financiación departamental para estudios de investigación (no personal) de la Fundación Caja Navarra (CAN), Eli Lilly, Lundbeck y Shire. Ha servido en consejos asesores de: Fundación Alicia Koplowitz, Editorial Médica Panamericana y Eli Lilly. Ha impartido ponencias en cursos de formación médica continuada (no sobre un fármaco) para Shire.

Juan J. Marín-Méndez ha recibido financiación departamental para estudios de investigación (no personal) de la Fundación Caja Navarra (CAN), del Instituto Carlos III, del Gobierno de Navarra, de la Fundación QPEA y de Shire. También ha recibido financiación para distintos cursos de formación continuada por parte de Shire, Eli Lilly, Rovi, Roche y Pfizer.

Azucena Díez-Suárez ha recibido financiación departamental para estudios de investigación (no personal) de la Fundación Caja Navarra (CAN), Otsuka Pharmaceutics, Lundbeck y Shire. Ha servido en consejos asesores de: Fundación Alicia Koplowitz, Editorial Médica Panamericana y Eli Lilly. Ha impartido ponencias en cursos de formación médica continuada (no sobre un fármaco) para Shire.