Objetivo. Adaptación al castellano y medida de la validez del ECBI (Eyberg Child Behaviour Inventory), cuestionario para cribado de las alteraciones de conducta en niños preescolares.
Diseño. Traducción y retrotraducción del ECBI. Estudio descriptivo transversal.
Emplazamiento. Pediatría de atención primaria.
Pacientes. Todos los niños de 3, 4 y 5 años de 4 consultas pediátricas de otros tantos centros de salud (n=527). Un rechazo.
Mediciones y resultados principales. Cumplimentación del cuestionario por las madres de los niños, repetida 20 días después en 35 niños. Se obtuvieron buenos coeficientes de consistencia interna (alfa de Cronbach=0,87) y de estabilidad (coeficiente de correlación intraclase=0,89 [0,78-0,94]). El cuestionario ha presentado una buena validez factorial, siendo explicado el 84% de la variancia por los 4 factores con valor propio mayor de uno.
Conclusiones. La versión castellana del ECBI es un cuestionario fácil, breve y con buenos resultados en la valoración psicométrica. Por todo ello, consideramos que puede recomendarse su utilización en el ámbito de la atención pediátrica a nivel primario para detectar niños con problemas de conducta.
Objectives. To translate into Castilian (Spanish) and measure the validity of the ECBI (Eyberg Child Behaviour Inventory), a questionnaire to screen behavioural disorders in pre-school children.
Desing. Translation and back-translation of the ECBI. A descriptive crossover study.
Setting. Primary Care Paediatrics.
Patients. All the 3, 4 and 5-year olds from 4 paediatric clinics at 4 Health Centres (n=527). One refusal.
Measurements and main results. The questionnaire was filled in by the childrens' mothers and was repeated 20 days afterwards for 35 children. High coefficients of internal consistency (Cronbach's alpha=0,87) and stability (intragroup correlation=0.89 [0.78-0.94]) were obtained. There was good factorial validity, as 84% of the variance was explained by the four factors with value greater than 1.
Conclusions. The Spanish version of the ECBI is a brief and easy questionnaire with good results in psychometric assessment. Therefore, it can be recommended for use in paediatric Primary Care in order to detect children with behavioural problems.
Introducción
En la atención pediátrica se está asistiendo en los últimos años a una modificación de los motivos de consulta, surgiendo una creciente preocupación por los problemas de conducta, de desarrollo y psicosociales. Se describe que un 50% de las consultas de atención primaria tienen un componente conductual1. Es lo que se ha venido en llamar la «nueva morbilidad»2 o también la «morbilidad oculta»3.
Los problemas de conducta en la infancia parecen surgir de la interacción entre las características del ambiente y del propio niño1 y se calcula que aproximadamente un 5-15% de los niños de 3-15 años presentan algún trastorno de este tipo4-10. Como describió Peterson en 196111, los aspectos de la conducta más frecuentemente implicados suelen referirse a desobediencia, irresponsabilidad, carácter destructivo, impertinencia, negativismo, carácter distraído, carácter peleón, falta de atención, tendencia a las rabietas, hiperactividad o irritabilidad.
Dichos problemas están infradiagnosticados y sólo un pequeño porcentaje son correctamente identificados por los pediatras12,13. Este infradiagnóstico obedece a diferentes causas, entre ellas el escaso entrenamiento en la detección de este tipo de problemas14, la poca evidencia de estos trastornos en las visitas habituales15 y la saturación o en otros casos la escasez de servicios de salud mental.
Por otra parte, en los menores de 6 años se dan dos circunstancias particulares: la inexistencia de categorías diagnósticas claras y los problemas para separar conductas anómalas de conductas evolutivas que forman parte de la fluctuación normal del comportamiento infantil. Finalmente, a todo ello se añade el desacuerdo existente sobre la severidad de las conductas según sea la persona informante16.
La detección precoz de ciertas conductas problemáticas o que se desvían de la norma, sobre todo en la primera infancia, se hace necesaria fundamentalmente por dos motivos: en primer lugar, por la fuerte relación de algunos de estos trastornos con el desarrollo posterior de enfermedad psíquica17-20, y en segundo lugar por el acuerdo existente sobre los beneficios que se derivan de la intervención precoz en el medio familiar, mediante el asesoramiento a los padres sobre el manejo de dichos problemas1,21,22.
Los cuestionarios se muestran como herramientas eficientes a la hora de reunir información sobre la conducta infantil, las circunstancias que pueden alterar o modificar estas conductas, así como el grado de ansiedad que generan en su entorno23,24. Dotar a los profesionales sanitarios que trabajan con niños de un instrumento para la selección de candidatos a un mayor seguimiento, a una más completa evaluación o, si fuera preciso, a una derivación a servicios de salud mental resulta, por lo tanto, una necesidad. La mayoría de las escalas para la detección de alteraciones de conducta en niños han sido desarrolladas en países de habla inglesa, principalmente en Estados Unidos. Para este estudio se ha realizado una revisión crítica de los cuestionarios más utilizados, y atendiendo a criterios de brevedad, sencillez y posibilidad de autocumplimentación, se optó por el Eyberg Child Behavior Inventory (ECBI), validado inicialmente por Eyberg y Ross (1978). Se trata de un cuestionario que valora conductas de tipo externalizante, corto (36 ítems) y de fácil cumplimentación25.
Se plantea como objetivo de nuestro estudio la adaptación idiomática al castellano y validación del ECBI para los niños en edad preescolar (3-5 años).
Material y métodos
Este estudio, de tipo transversal, se llevó a cabo en 1995 con la participación de 4 pediatras que trabajan en consultas de pediatría de 4 centros de salud de Bizkaia, pertenecientes a Osakidetza-Servicio Vasco de Salud (tres de ellas con ámbito de actuación urbano y la cuarta semirrural).
Se seleccionaron todos los niños de las 4 consultas que tuvieran 3, 4 o 5 años en el momento de realización del estudio y presentaran una asistencia regular a las consultas. Se consideró «regular» la asistencia a los 2 controles de salud previos a la realización del estudio. Tras excluir a 33 niños (11 por falta de asistencia regular, 11 por distocia social, 10 por retraso mental y uno por rehusar participar), quedaron 527 niños.
Para uno de los aspectos de la validación de criterio se seleccionaron todos los niños del mismo grupo de edad que durante el período de estudio realizaron su primera visita a alguno de los 3 centros de salud mental de la provincia colaboradores del estudio, resultando un total de 27 niños.
Mediciones
1. ECBI. El ECBI, objeto de validación en este estudio, fue diseñado por Eyberg y Ross26 en 1978 en Estados Unidos para investigar problemas de conducta. Los ítems incluidos en el cuestionario representan las conductas más frecuentemente relatadas por padres de niños con trastornos de conducta, después de la realización de un seguimiento de 2 años.
Consiste en un listado de 36 ítems, cumplimentado por los padres de los niños, y que investiga la conducta de los últimos 3 meses desde dos puntos de vista: primero, la frecuencia de las conductas, por medio de una escala tipo Likert27 que puntúa de 1 (nunca) a 7 (siempre). El sumatorio de los 36 ítems se denomina puntuación total de intensidad (PTI). En segundo lugar, los mismos ítems son valorados por los padres según su percepción como problema, utilizando una respuesta binaria para cada uno (sí o no). En este caso el sumatorio de los 36 ítems se denomina puntuación total de problema (PTP).
Para el uso del test se ha realizado una traducción del ECBI siguiendo el método de traducción-retrotraducción28, esto es, una persona bilingüe ajena al estudio tradujo el cuestionario original (inglés) a la lengua diana (castellano) y otra tradujo, sin conocer el texto original, esta versión al idioma inglés. Los autores de este estudio, basándose en su conocimiento del inglés, realizaron a su vez una traducción al castellano del cuestionario original. Finalmente se compararon ambas versiones del cuestionario en inglés y las dos en castellano. La solución a las discrepancias se decidió por consenso.
Para nuestro estudio, se procedió a una modificación de la amplitud de las respuestas en la escala de 7 a 3 posibilidades: nunca o casi nunca, algunas veces, siempre o casi siempre, para facilitar su comprensión y cumplimentación, aun conociendo la disminución del coeficiente de fiabilidad del test esperable por esta reducción. Los rangos de respuesta tras la modificación efectuada quedaron para la PTI de 36 a 108 puntos y para la PTP de 0 a 36 (anexo 1). Tras la adaptación realizada, el ECBI se mostró de fácil cumplimentación y rápida ejecución (10 y 15 minutos), aspectos fundamentales para posibilitar su utilización en atención primaria.
2. Se recogió la presencia en algún momento del año anterior de 9 factores (FAC) que pueden originar alteraciones de la conducta29: desempleo o pérdida de empleo, problemas económicos importantes, problemas graves de pareja, enfermedad importante o ingreso hospitalario del niño, enfermedad grave o muerte de un ser querido, nacimiento de un hermano, inicio de escolarización o cambio de escuela, depresión de la madre y enfermedad mental-alcoholismo o drogadicción en la familia.
3. Valoración del pediatra. El pediatra, sin conocer el resultado del ECBI, emitió una opinión sobre el niño en relación a sus pautas de comportamiento, basándose en el conocimiento que proporciona el contacto continuado, valorándolas como: normal (N), si la adaptación del niño era adecuada; riesgo (R), si la conducta podría generar conflicto en su medio por tratarse de conductas excesivas y/o por falta de contención, o patológico (P), si su comportamiento entraba dentro de categorías de diagnóstico psicológico recogido en el DSM III-R.
4. Valoración del psicólogo. Una psicóloga, tras 3 sesiones de una hora en 3 días consecutivos, calificó al niño en relación a su estado psicológico en el mismo sentido que el establecido previamente por el pediatra de: normal (N), riesgo (R) o patológico (P). Para ello realizó una entrevista familiar y anamnesis, sesiones diagnósticas en base a tests proyectivos, y observación de conducta y juego por medio del test PN de Corman y material de carácter simbólico.
5. CBCL. El test CBCL (Child Behavior Checklist) de Achenbach (1983)30 es una escala de 113 ítems ampliamente utilizada en los países anglosajones para la investigación epidemiológica de trastornos psicopatológicos en la infancia y adolescencia. Este test se ha utilizado en nuestro país, tras su traducción y validación, en un estudio multicéntrico realizado en 199431, por lo que lo hemos empleado en este trabajo como un criterio más para la validación del ECBI en nuestro entorno.
6. En relación a las características de los padres de los niños, se registró su nivel de estudios y actividad laboral.
Procedimiento
Este trabajo se hizo en 3 fases; la primera consistió en un estudio piloto con 100 niños equivalentes a los del estudio para determinar el punto de corte de la PTI, que se estableció en el percentil 85 en función de la prevalencia estimada del problema en nuestro medio12, y que resultó corresponder a 72 puntos.
La segunda fase se llevó a cabo con los 527 niños en el momento de realizar el control de salud anual de los 3, 4 o 5 años de edad y a lo largo de los años 1994 y 1995. La participación de los padres se solicitó a través de una carta explicativa de los objetivos del estudio, que se entregó en el momento de solicitar una fecha para el control de salud correspondiente, aprovechando cualquier circunstancia que demandara nuestra asistencia o tras ser citados telefónicamente. Una vez que se aceptaba participar, la madre procedía a responder el ECBI de forma autoadministrada y las preguntas relativas a los FAC, comprobando el pediatra posteriormente su correcta ejecución.
En una tercera fase se abordaron las estrategias necesarias para la validación del cuestionario ECBI que se exponen a continuación.
Para la valoración por la psicóloga, se incluyó a los 62 niños que puntuaron igual o por encima del percentil 85 y un grupo control de 87 seleccionados de forma aleatoria entre los que puntuaron por debajo de dicho percentil.
Para estimar la estabilidad de la medida, 20 días después de la cumplimentación del test, se realizaron 2 tipos de retest a otros tantos grupos de 35 niños seleccionados aleatoriamente. En el primero de ellos, eran las madres las que cumplimentaban nuevamente el ECBI, y en el segundo, era el pediatra el que formulaba oralmente las preguntas.
Para valorar las diferencias de apreciación entre padre y madre, en los 43 casos en que ambos progenitores acudieron al control de salud, también el padre contestó al ECBI.
Para la cumplimentación del CBCL de Achenbach, se seleccionó aleatoriamente a 16 niños con resultado de PTI igual o superior al percentil 85 y otros 30 con resultado menor de dicho percentil.
Los padres de los 27 niños atendidos en centros de salud mental seleccionados como grupo control contestaron el ECBI en el momento de la primera consulta.
Finalmente, de los 527 niños, se formó un subgrupo con los 20 que tenían antecedentes de diagnóstico y/o tratamiento psicológico.
Valoración psicométrica de la escala ECBI. Análisis de los ítems
Para el análisis descriptivo se calcularon la media y la desviación típica de cada ítem.
La homogeneidad de los ítems se valoró a través de la correlación de Pearson (r) entre la puntuación de cada ítem y la escala PTI. Se consideran aceptables valores superiores a 0,2032. El índice de discriminación de los ítems se estudió mediante la correlación de Pearson entre la puntuación de cada ítem y la escala PTI excluido el ítem.
La validez de cada ítem se evaluó examinando las diferencias entre las medias obtenidas en niños con antecedentes de diagnóstico y/o tratamiento psicológico y niños sin dichos antecedentes. Los ítems se consideran válidos si esas diferencias son significativas.
Análisis de la escala
Para el análisis descriptivo se calculó la media, la desviación típica de la escala PTI y PTP y se analizó la normalidad de la distribución.
Para estimar la fiabilidad se utilizaron 2 procedimientos: primero, cálculo mediante ANOVA del coeficiente de correlación intraclase, e intervalo de confianza33, de la PTI obtenida en la primera administración con la obtenida en los retest considerándose aceptables correlaciones superiores a 0,532; y segundo, estimación de la consistencia interna mediante el alfa de Cronbach (*). Se considera aceptable si * es superior a 0,8032.
El coeficiente de correlación intraclase también fue calculado para comparar la respuesta al ECBI entre el padre y la madre.
Para el estudio de la validez se han seguido varios procedimientos:
1. Análisis factorial, método de componentes principales con previa estimación de comunalidades y rotación Varimax de los factores (validez factorial). Se aceptaron, como criterio de saturación ítem-factor, valores de r igual o superior a 0,4.
2. Grupos extremos: se estudiaron las diferencias de medias de PTI en niños sin antecedentes de diagnóstico y/o tratamiento psicológico con las obtenidas por una parte, por niños con dichos antecedentes y, por otra, con las de niños derivados a otros centros de salud mental (validez discriminante).
3. Correlaciones entre PTI y PTP, y PTI y CBCL. En este último caso se considera aceptable una correlación por encima de 0,432 (validez convergente).
4. Diferencia de medias de PTI entre los grupos con o sin cada uno de los FAC (validez discriminante).
5. Cálculo de los valores predictivos positivo y negativo del test, tomando como criterio las 3 categorías de normal, riesgo y patológico establecidas por la psicóloga.
6. Comparación de medias de PTI entre los niños etiquetados como normal, riesgo y patológico según opinión del pediatra (validez discriminante). Para determinar si la relación entre PTI y dicha opinión fue independiente del pediatra que hizo la valoración, se realizó un análisis de regresión lineal múltiple.
Se consideraron significativos valores de p<0,05. Para el tratamiento estadístico de los datos se utilizaron los paquetes informáticos Epi-Info, SPSS y SAS.
Resultados
La distribución por edad y sexo de los niños participantes en el estudio se presenta en la tabla 1. En relación a las características de los padres, los datos más relevantes fueron: un 88% de los progenitores, tanto padres como madres, tenían un nivel de estudios medio-bajo, equivalente a la no finalización del BUP. Respecto a la actividad laboral, el 86% de los padres tenían trabajos de escasa o media cualificación, mientras que un 45% de las madres se autodefinían como amas de casa.
Al comparar las versiones traducidas de los cuestionarios, no se registraron discordancias relevantes. Únicamente el ítem «Teases or provokes other children» presentaba ciertos problemas, adoptándose finalmente el término «Chinchar» por considerar que es el que mejor refleja el significado de «Teases or provokes».
Análisis de los ítems
1. Descripción de los ítems (tabla 2): el rango de puntuación media en intensidad para los ítems individualmente se situó en 1,2-2,2 puntos, con una media de 1,7 y una desviación típica de 0,2. Las conductas referidas con más frecuencia fueron: «se enfada cuando no se sale con la suya», «le cuesta estar quieto un momento», «reclama constantemente la atención», «tarda mucho en vestirse» y «tarda mucho en comer». Seis conductas fueron referidas como infrecuentes: «pegar a los padres», «mentir», «discutir con los padres las normas de la casa», «tiene poca capacidad de atención» y «tiene dificultad para concentrarse en las cosas». La frecuencia con la que fue percibido cada ítem como problema osciló en un 6,8-32,3%. Las conductas más frecuentemente consideradas como problema fueron: «se niega a obedecer hasta que no se le amenaza con castigos», «tarda mucho en comer», «tiene rabietas», «en casa es muy desobediente» y «tiene malos modales en la mesa», y las consideradas como menos problemáticas fueron «coge cosas que no le pertenecen», «tiene dificultad para concentrarse en las cosas» y «tiene poca capacidad de atención».
2. Homogeneidad e índice de discriminación de los ítems: el estudio de la correlación ítem (puntuación en intensidad)-PTI muestra que los 36 ítems presentan una correlación superior a 0,20.
Los ítems con mayor capacidad de discriminación, al correlacionar la puntuación de dicho ítem con la PTI excluido el ítem, son «se comporta de modo desafiante» (r=0,50), «se enfada cuando no se sale con la suya» (r=0,49), «se niega a obedecer si no se sale con la suya» (r=0,48). La correlación más débil (r=0,21) se halla en el ítem «se hace pis en la cama».
3. Validez ítems: se examinaron las diferencias entre las medias obtenidas en niños sin antecedentes de diagnóstico y/o tratamiento psicológico y aquellos con dichos antecedentes que resultaron significativas en 23 de los 36 ítems del cuestionario. Los ítems con diferencias de medias mayores fueron: «discute con los padres las normas de la casa», «interrumpe a los adultos», «tiene dificultad para concentrarse en las cosas», «tiene dificultad para acabar lo que empieza», «se comporta de forma desafiante cuando se le dice que haga algo».
Análisis de la escala
1. Datos descriptivos: la media de PTI fue 60,3 y la desviación típica 9,9 puntos, con un valor mínimo de 39 y un máximo de 96 (rango, 57), siendo su distribución normal. La media (x_) de PTP fue de 6,5 y la desviación típica (DE) de 6,1 puntos, con un valor mínimo de 0 y un máximo de 33. Existen diferencias próximas a la significación (p< 0,089) entre las medias de PTI obtenidas en los niños (x_, 61,4; DE, 9,8) y las niñas (x_, 59,0; DE, 9,4), no existiendo por el contrario diferencias en las puntuaciones de la PTP.
2. Fiabilidad de la escala: Al evaluar la estabilidad del ECBI se obtuvo un coeficiente de correlación intraclase de 0,89 (IC del 95%, 0,78-0,94) cuando el retest lo realizó la madre, mientras que la correlación fue de 0,84 (0,72-0,91) si las preguntas fueron formuladas por el pediatra. Cuando fue el padre el que cumplimentó el cuestionario, la correlación intraclase con las respuestas de la madre fue de 0,66 (0,50-0,79). La consistencia interna de la escala se valoró mediante el alfa de Cronbach, que en nuestro caso fue de 0,87.
3. Validez de la escala: a) Analizando los resultados del análisis factorial observamos 4 factores con un valor propio mayor de uno, explicando el primero de ellos el 49% de la variancia y el conjunto de los 4 el 84% (la comunalidad en el modelo fue 11,89 tras la rotación). Para el análisis se aceptaron 2 factores más por presentar valores propios próximos a la unidad y correlaciones importantes con algunos ítems con aceptable explicación teórica de contenido. En la tabla 3 se pueden observar los factores (tras la rotación) y los ítems que más se correlacionan con cada uno de ellos.
b) Grupos extremos: las diferencias entre la media de la PTI de los niños sin antecedentes de diagnóstico y/o tratamiento psiquiátrico de nuestras consultas (x_, 59,9), la de niños con dichos antecedentes (x_, 71,2) por una parte, y la de los niños derivados a otros centros de salud mental (x_, 71,6) por otra, resultaron ambas significativas.
c) La correlación entre PTI y PTP fue 0,62 y entre PTI y puntuación del CBCL de Achenbach 0,39, ambas correlaciones significativas.
d) Se compararon las medias de PTI de los niños con presencia o ausencia de cada uno de los factores estresantes obteniendo diferencias significativas para cada uno de los factores siguientes: «depresión de la madre», «nacimiento de un hermano», «enfermedad importante o ingreso del niño», «desempleo» y «problemas económicos», no observando por el contrario diferencias significativas en el resto de factores: «primer año de escolarización», «problemas de pareja», «enfermedad mental, alcoholismo y drogadicción» y «enfermedad importante o muerte de un ser querido».
e) Tomando la valoración psicológica como criterio de referencia, y con un punto de corte de 72, el ECBI presenta un valor predictivo negativo de 73,5% (63,4-81,6%) y un valor predictivo positivo de 23,3% (12,3-39%).
f) Las diferencias de medias entre los niños catalogados por el pediatra como normal (x_, 58,6), riesgo (x_, 67,1) y patológico (x_, 74,5) fueron significativas. Esta relación entre PTI y la catalogación como normal, riesgo o patológico fue independiente de qué pediatra llevara a cabo la valoración.
Discusión
Tras la adaptación al castellano, el test ECBI ha mostrado buenos coeficientes de consistencia interna y estabilidad. Los ítems presentan unos aceptables índices de homogeneidad y discriminación. Estos resultados son equiparables a los obtenidos por Robinson et al en la validación inicial del cuestionario26. La fiabilidad del instrumento, medida por la correlación test-retest, en nuestro estudio fue de 0,89, mientras que en el de Robinson resultó ser 0,86. El índice alfa de Cronbach, que en nuestro caso era 0,87, en la valoración inicial fue de 0,98. La distribución normal que presenta, al igual que en la validación original, lo hace sensible a amplios rangos de la variabilidad del comportamiento en la dimensión problemas de conducta. La frecuencia con que cada ítem fue percibido como problema osciló en el 6,8-32,3% en nuestro estudio, variando en un 5- 31% en el trabajo de Robinson. La media de PTP en nuestro estudio fue de 6,5 puntos, valor próximo a los 6,9 puntos de la validación inicial. En ésta, a diferencia de nuestro estudio, sí se encuentran diferencias en intensidad y frecuencia de problemas entre niños y niñas, dando estas últimas índices más bajos. Esta divergencia probablemente sea más debida a diferencias de tipo sociocultural entre las poblaciones estudiadas que a un distinto comportamiento del test en ambas.
Se puede afirmar que el ECBI tiene validez de contenido, ya que, además de presentar una buena consistencia interna, incluye todas las áreas que se consideran imprescindibles para estudiar la conducta en su expresión externalizante, es decir, conductas de manifestación «observable», con proyección hacia el entorno. Pedreira25, en una revisión amplia sobre los cuestionarios de conducta más frecuentemente utilizados en estudios epidemiológicos, constata así mismo que el ECBI es una escala adecuada para la investigación de problemas de comportamiento en su dimensión externalizante.
Los distintos niveles de evidencia empírica de validez se manifiestan, en primer lugar, a través de la validez factorial obtenida. El análisis factorial nos presenta hasta 6 factores; al analizar los ítems que más pesan en cada uno de ellos, sugieren que son diferentes aspectos de un mismo atributo, problemas de conducta en nuestro caso. En la tabla 3 se observan los ítems con correlaciones más elevadas en cada uno de los factores aislados. Se puede observar que el primer factor aglutina ítems que parecen medir conductas que podemos relacionar con la ansiedad. El segundo, por su parte, parece relacionarse con conductas con un cierto componente de agresividad, mientras que en el tercero las conductas implicadas parecen ser las relacionadas con la negatividad u oposición. El factor 4 parece relacionarse con conductas que tienen que ver con el déficit de atención y, por último, los factores 5 y 6 con conductas relacionadas con los hábitos de dormir y de comer, respectivamente.
Las diferencias de PTI en grupos extremos, entre niños sin antecedentes de diagnóstico y/o tratamiento psicológico y aquellos que sí los presentan, coincide con las observaciones realizadas por Eyberg con el ECBI original25, Achenbach con el CBCL34 y Jellinek con el Pediatric Symptom Checklist (PSC)35.
La discreta correlación encontrada con el CBCL (r=0,39) la explicamos en función de que, dado que éste es un cuestionario que estudia la conducta de una forma más global, contiene ítems que miden aspectos no sólo externalizantes, como el ECBI, sino también internalizantes17. Este enfoque, centrado únicamente en lo externalizante, lo entendemos como una cierta limitación de la potencia del ECBI, pero dado que son éstas las conductas más frecuentemente referidas por los padres y observadas por los pediatras, entendemos que el ECBI ofrece una mejor aplicabilidad práctica.
La correlación entre PTI y PTP obtenida (r=0,62) nos ofrece un buen criterio de validez convergente. La relación entre estas medidas es fuerte y se interpreta que son dos dimensiones del mismo constructo.
La relación entre la presencia de alguno de los factores que hemos considerado como posible origen de alteraciones de conducta (FAC) y altas puntuaciones de PTI coincide con lo descrito en la literatura. La depresión materna, en concreto, parece ser un factor que puede alterar el comportamiento normal de los niños36,37. Por otra parte, según nuestros datos los problemas de pareja no parecen implicar una alteración significativa en los comportamientos, cuestión que consideramos relevante en una sociedad en la que cada vez existe mayor número de niños que viven en familias monoparentales.
La diferencia de medias de PTI encontradas en los niños etiquetados por su pediatra como normal, riesgo y patológico fue significativa, en el sentido de ser superior en el grupo de niños etiquetados como patológicos, comportándose como otro argumento de apoyo a la validez discriminante.
Al utilizar la valoración psicológica como criterio de referencia, se obtuvo un valor predictivo negativo de 0,71, es decir, que un niño puntúe por debajo del punto de corte establecido supone una probabilidad de 71% de no presentar un trastorno que precise un seguimiento o una valoración más exhaustiva. El valor predictivo positivo fue de 0,25, que podemos considerar bajo, pero dado que se trata de un instrumento de cribado valoramos de mayor interés la obtención de un valor predictivo negativo elevado.
Una limitación con la que nos podemos encontrar en este tipo de trabajo es que, al estudiar la conducta mediante cuestionarios cumplimentados por los padres, en realidad estamos estudiando la percepción de los padres en relación a la conducta del niño, con la influencia que sobre las puntuaciones pueden tener, por una parte, las características del informante en cuanto a su nivel sociocultural, la estructura y estabilidad familiar y, por otra, el estilo de crianza, los apoyos ambientales o el tiempo que pasan con el niño/a1. Asimismo, está descrita la diferente apreciación ante determinados comportamientos según que la persona que lo relate sea el padre o la madre26. Según nuestros datos, la correlación obtenida (r=0,67) entre la PTI obtenida por los padres y las madres es moderada. Hay que hacer constar que en nuestro estudio el grupo de padres no fue totalmente representativo de la población a estudio, dado que se trataba de una muestra no aleatoria al tratarse de un grupo de padres en que la pareja acudió espontáneamente al control de salud de sus hijos; obviamente, la pareja que tiene interés en acudir a un control de salud ofrece un sesgo que puede no ser desdeñable. A pesar de ello, este tipo de escalas tienen también numerosas ventajas: poseen la capacidad de recoger información de personas que han convivido con el niño/a muchos años en diversas situaciones; incorporan opiniones de personas relevantes en el entorno natural del niño/a y que son responsables de su cuidado; señalan variaciones situacionales, recogiendo las características más estables del comportamiento infantil y, por último, permiten cuantificar aspectos cualitativos del comportamiento que son de difícil obtención por medios de observación directa24.
Una última limitación hace referencia a la dificultad de comparación de resultados con lo ya publicado, al haber optado por la modificación de la escala tipo Likert de 7 a 3 opciones de respuesta. Dicha opción se tomó para facilitar la comprensión y cumplimentación, dada la diversidad de ámbitos socioculturales en los que trabajan los pediatras de atención primaria. Este tipo de estrategia debilita los coeficientes de correlación38 y, por otra parte, la tendencia a la centralidad de las respuestas puede ser mayor en una escala con sólo 3 niveles de respuesta. En nuestro estudio, los coeficientes de correlación hallados se mantuvieron dentro de unos niveles aceptables, próximos a los del cuestionario en la escala original de 7 categorías de respuesta, lo cual apoya la oportunidad de la reducción de la escala realizada.
La diversa procedencia geográfica y los diferentes medios sociales de los niños participantes en el estudio suponen una de las fortalezas del mismo en el sentido de que conforman una muestra muy heterogénea, aspecto que apoya su validez externa.
Los datos mostrados sugieren que el ECBI recoge tanto el comportamiento que el niño manifiesta en su vida cotidiana como la actitud de los padres ante las conductas del niño, asociándose ambas con la puntuación obtenida en el ECBI. Los problemas de conducta parecen reflejar que el comportamiento de los niños está en función de la compleja interacción que se da entre padres e hijos1.
El ECBI se ha mostrado como un cuestionario breve, fácil y cuyo tiempo de cumplimentación de 10-15 minutos posibilita su buena aceptación. Un cuestionario con las citadas características puede ser considerado como una valiosa herramienta de cribado de los problemas de conducta en el ámbito de atención primaria, con el propósito de detectar a aquellos niños susceptibles de un mayor seguimiento, de una más completa evaluación o, si fuera preciso, de una derivación a servicios de salud mental.
Agradecimiento
Deseamos expresar nuestro agradecimiento a Begoña Segura Torres, psicóloga del Centro de Salud Mental Infanto-Juvenil Haurrentzat de Rekaldeberri (Bilbao), por su activa participación en la realización del estudio. A Esther Torres Álvarez, profesora titular de Psicometría de la Facultad de Psicología de la Universidad del País Vasco, y a Félix Ibáñez Pérez, médico de familia del Centro de Salud de Rekaldeberri, les agradecemos su esmerada revisión del trabajo.
