9.2.1. Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders
El análisis de las propiedades psicométricas del Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED; Birmaher et al., 1999; adaptación española realizada por Vigil-Colet et al., 2009) es uno de los objetos de esta tesis, por lo que ya ha sido descrito en detalle con anterioridad, tanto en su versión original como en la adaptación española que se está analizando (véase el Capítulo 7.1).
9.2.2. Cuestionario de Ansiedad por Separación en la Infancia.
El Cuestionario de Ansiedad por Separación en la Infancia (CASI-N; Méndez et al., 2014) también es parte del objeto de la tesis, por lo que sus características y propiedades psicométricas ya fueron descritas (véase el Capítulo 7.2).
9.2.3. Children´s Depresión Inventory de Kovacs.
El Children´s Depresión Inventory de Kovacs (CDI; Kovacs, 1992; adaptación española realizada y publicada por Del Barrio y Carrasco, 2004) es uno de los autoinformes más utilizados para evaluar la sintomatología depresiva en la infancia y la adolescencia, de manera que ha sido traducido al menos a 23 idiomas (Kovacs, 2003). El CDI fue creado a partir del Inventario de Depresión de Beck (BDI; Beck, 1967) para ser administrado a niños y adolescentes en edad escolar. Kovacs realizó dos versiones preliminares del CDI, en las que fue modificando el contenido, la redacción de los reactivos y las puntuaciones. En 1975, al suprimir los ítems relacionados al contenido sexual, apareció una primera versión con 20 items extraídos de la escala adulta; posteriormente fue incorporando ítems relacionados al entorno escolar, la relación con compañeros y el rendimiento académico. En 1976, publica otra versión en la que incluye un ítem de culpabilidad. La versión definitiva la construye en 1977, pero no es hasta casi dos décadas después que se publica la primera edición comercial (Kovacs, 1992).
La adaptación española del CDI es aplicable a escolares cuyas edades fluctúen entre los 7 y los 17 años. El cuestionario contiene 27 items (cognitivos, afectivos y conductuales), con enunciados en tres frases que recogen la intensidad o frecuencia con la que el niño o adolescente se identifica: 0 no presenta síntomas, 1 presenta el síntoma con una intensidad media y 2 implica la mayor frecuencia o intensidad del síntoma. Para evitar el efecto de aquiesciencia 14 de los reactivos están redactados de manera inversa. Su aplicación puede ser de manera individual o colectiva dependiendo del objetivo que persiga el profesional que lo utilice, existiendo indicaciones específicas para cada caso (para mayor información revisar Manual, Del Barrio y Carrasco, 2004).
El contenido de los ítems cubre la mayor parte de los criterios para el diagnóstico de depresión infantil. La versión española, además de aportar datos en relación con el nivel total de depresión en el niños, presenta una estructura factorial de dos factores o dimensiones: Disforia (humor depresivo, tristeza, preocupación, etc.) y Autoestima negativa (juicios de ineficacia, fealdad, maldad, etc.).
La puntuación global del CDI se obtiene a partir de una suma directa de las respuestas dadas a cada ítem, y está comprendida dentro del rango 0 a 54 puntos. Si bien el punto de corte establecido por Kovac (1992) fue de 20 puntos, los baremos señalados
por Del Barrio (2004) en el manual del instrumento establecen tres perfiles con los siguientes rangos: 0-18 puntos sin sintomatología; 19-26 sintomatología leve y 27-54 sintomatología grave. Cabe señalar que un estudio realizado por Doménech et al., (1996) concluyó que el punto de corte que determina si la puntuación ha de considerarse «de riesgo» se sitúa en 17 en población española, con una sensibilidad de 0,84 y una especificidad de 0,72 (Domènech, Subirà y Cuxart, 1996). Por otro lado, en una muestra clínica de adolescentes puertorriqueños, Rivera, Bernal, y Rosselló (2005) encontraron que el punto de corte que mejor identifica a los participantes con sintomatología depresiva es 20 puntos.
En relación con las diferencias de sexo en las puntuaciones del CDI son inconsistentes y varían en función de los estudios. Algunos investigadores han encontrado que los chicos puntúan más alto que las chicas (Bartell y Reynolds, 1986; Kovacs, 1992); otros autores han encontrado que las chicas puntúan más alto que los chicos (Ghareeb y Beshai, 1989; Lewinsohn et al., 1998; Liss, Phares, y Liljequist, 2001; Reinherz et al, 1990; Weiss et al., 1992), por último, varios estudios no encontraron diferencias de sexo en las puntuaciones de CDI (Helsen y Matson, 1984; Weiss y Weisz, 1988; Wierzbicki, 1987).
El CDI ha mostrado una buena consistencia interna tanto en muestras clínicas como no clínicas. En muestras comunitarias el Alfa de Cronbach oscila entre 0,70 y 0,94 (Kovacs, 1992; Monreal, 1988; Saylor, Finch, Spirito, y Benett, 1984). Concretamente, en población española el alfa fue de 0,80 (Aluja y Blanch, 2004; Del Barrio, Moreno-Rosset y López-Martínez, 1999; Mestre, Frías y García-Ros, 1992). En el estudio realizado por Figueras, Amador-Campos, Gómez-Benito y del Barrio et al., (2010) con una muestra comunitaria (N=1.705) y clínica (N=102) con edades comprendidas entre los 10 y los 18 años, la fiabilidad fue elevada para ambas muestras: consistencia interna de 0.82 (test) y 0.84 (retest) en muestra comunitaria, y de 0.85 (test, en la muestra clínica); la correlación test-retest es de 0.81 en la muestra comunitaria.
La correlación entre la CDI y otros autoinformes que evalúan sintomatología depresiva alcanzan valores entre 0,56 y 0,78 con la Reynolds Adolescent Depression Scale (RADS, del Barrio, Colondrón, de Pablo y Roa, 1996; Nieminen y Matson, 1989) y entre 0,70 y 0,73 con la Reynolds Child Depression Scale, (RCDS, Bartell y Reynolds, 1986;
del Barrio et al., 1996; Reynolds, Anderson, y Bartell, 1985 citados en Figueras, et al., 2010).
En relación con la estructura factorial, Figueras et al. (2010) señalan que diversos estudios ofrecen un número diferente de factores: ocho (Monreal, 1988), siete (Saylor et al, 1984), seis (Craighead, Smucker, Craighead, y Ilardi, 1998 ), cinco (Craighead et al., 1998; Kovacs, 1992; Weiss et al, 1991), tres (Weiss y Weisz, 1.988), dos (del Barrio y Carrasco, 2004) y algunos resultados de un factor (Weiss et . al, 1992). Cabe señalar que García, Aluja, y del Barrio (2008) contrastaron por medio del análisis factorial exploratorio y confirmatorio, las soluciones de tres, cinco y seis factores en una muestra de niños y adolescentes entre los 7 y 16 años de edad, encontrando que los modelos de cinco y seis del factor presentan un mejor ajuste, junto con la solución general de un factor de segundo orden. Por otro lado, el metanálisis realizado por Huang y Dong (2014) refiere que la solución de 5 factores (Disfunciones somáticas, Externalización, Autoestima Negativa, Anhedonia, y Disforia) está avalada por la mayoría de las investigaciones realizadas con población de habla inglesa, mientras que la solución de 4 factores (Tristeza y preocupaciones somáticas, Externalización, Anhedonia/Soledad y Autoestima Negativa) se ajusta más al CDI aplicado a muestras de habla no inglesa.
Finalmente, es preciso señalar que si bien no existe una versión específica para padres, los autores de la adaptación española, señalan que este instrumento puede ser contestado por adultos de referencia como el padre, la madre, profesores o cuidadores, a pesar de que los estudios constatan que la concordancia entre las distintas fuentes resulta ser bastante baja.
9.2.4. Inventario de Miedos Escolares
El Inventario de Miedos Escolares para Preadolescentes (IME) fue construido por Méndez (1988; 1997; 2008) con el fin de disponer de un instrumento de evaluación exclusivo de los miedos escolares, valorando pormenorizadamente los casos con trastorno de ansiedad por separación que se resisten o niegan a ir al colegio y/o problemas de fobia o rechazo escolar.
Méndez (1988, 1997, 2008) creo tres versiones de este inventario dependiendo de la edad del escolar que se desee evaluar: IME-N, aplicable a niños de 3 a 7 años; IME-
PreA, destinado a niños que cursan los dos últimos ciclos de educación primaria; y el IME-A, orientado a chicos de secundaria y bachillerato. Cada una de estas versiones puede ser igualmente cumplimentada por el escolar, los padres y/o los profesores, ya sea de manera individual o colectiva.
En esta tesis se ha utilizado la versión IME-PreA, la que se compone de 25 ítems que reflejan situaciones o experiencias relacionadas con el colegio que pudiesen producir temor, malestar, desagrado o ansiedad. El alumno debe indicar el número que mejor describe su nivel de miedo, de acuerdo con una escala de 3 puntos (nada, poco y mucho miedo) y finalmente, debe contestar a la pregunta abierta “¿Hay alguna cosa más que te dé miedo en el colegio?”.
Los análisis psicométricos fueron llevados a cabo con una muestra total de 2.788 niños, en la que el autor encontró índices elevados de consistencia interna (alfa de Cronbach = 0,89), coeficientes de fiabilidad test-retest (0,81), para un intervalo de 4 semanas satisfactorios y una correlación con las evaluaciones de los padres y profesores moderada (r=0,46).
El análisis factorial de componentes principales con rotación varimax reveló la existencia de distintos factores: miedo al fracaso y al castigo escolar, ansiedad anticipatoria, miedo al malestar físico y miedo a la evaluación social y escolar.
Recientemente, García-Fernández, Espada, Orgilés y Méndez (2010) examinaron las propiedades psicométricas de la forma IME-PreA en una muestra española de 3.665 niños de 8 a 11 años, confirmando la estructura de cuatro factores hallada por García-Fernández (1997). Los resultados indicaron que el inventario presentaba elevada consistencia interna (α = .89) y fiabilidad test-retest, así como una adecuada relación con otras escalas de ansiedad y miedos.
Para la interpretación de los resultados obtenidos en el IME, se deben considerar como criterio las puntuaciones superiores al percentil 95 señalado en el baremo de la versión preadolescentes de Méndez (2008, p. 128). Dichos baremos tienen en cuenta el sexo, ya que las chicas presentan más miedos escolares a partir del primer curso de primaria. (Méndez et al., 2008).