TAXOMETRÍA DE CONGLOMERADOS DEL TRASTORNO POR DÉFICIT DE ATENCIÓN/HIPERACTIVIDAD CON ANÁLISIS DE CLASES LATENTES Y DE CORRESPONDENCIAS¹

CLUSTER TAXOMETRY OF ATTENTION DEFICIT/ HYPERACTIVITY DISORDER WITH LATENT CLASS AND CORRESPONDENCE ANALYSIS

DAVID A PINEDA, DANIEL CAMILO AGUIRRE-ACEVEDO, FRANCISCO LOPERA, DANIEL A PINEDA, MAURICIO ARCOS-BURGOS

UNIVERSIDAD DE ANTIOQUIA, COLOMBIA, Calle 62 # 52-59 SIU Oficina 412. Neurociencias. Medellín, Colombia. E mail: david.pineda@neurociencias.udea.edu.co / dpineda12@hotmail.com. Teléfono: (574) 210 64 59. Fax: (574) 3119993.

Recibido: agosto 28 de 2006 Revisado: marzo 17 de 2007 Aceptado: abril 18 de 2007

Attention deficit/hyperactivity disorder (ADHD) has heterogeneous symptoms with diverse grades of severity. Latent class cluster analysis (LCCA) can be used to classify children, using direct data from any instrument that reports these symptoms, without previous gold standard diagnosis. One ADHD symptoms checklist, and one ADHD comorbidities questionnaire were used. LCCAs were developed for each instrument, which were administered to a sample of 540 children and adolescents, aged 4-17 years, from the regular school of Manizales-Colombia. A simple correspondence analysis (SCA) was done to determine the relationships between the groups classified from both LCCAs. Six clusters were obtained from ADHD checklist and five from the ADHD comorbidities questionnaire. SCA found four independent groups, derived from the concordances between the 11 clusters obtained by the LCCAs from both instruments. These findings suggest that LCCA and SCA can be use as accurate taxometric procedures to classify externalizing psychopathologies.

Key words: ADHD, inattention, hyperactivity, latent class, correspondence analysis, taxometry.

RESUMEN

El trastorno por déficit de atención/hiperactivad (TDA/H) presenta síntomas heterogéneos y con diversos grados de intensidad. El análisis de conglomerados de clases latentes (ACCL) puede clasificar a los niños a partir de los datos directos provenientes de cualquier instrumento que muestre estos síntomas, sin un diagnóstico de patrón de oro previo. Se utilizó un instrumento tipo lista de chequeo para los síntomas de TDA/H y otro para las comorbilidades del TDA/H. ACCLs fueron aplicados para los datos de cada instrumento en una muestra aleatoria y representativa de 540 niños y adolescentes escolarizados de 4 a 17 años, de la ciudad de Manizales. Un análisis de correspondencias simples (ACS) fue usado para determinar la relación o concordancia de los grupos derivados de los ACCLs. Se encontraron seis clases para la lista de chequeo de síntomas de TDA/H y cinco para el instrumento de las comorbilidades de TDA/H. El ACS mostró cuatro grupos independientes, derivados de las concordancias entre las clases obtenidas de los dos instrumentos. Estos hallazgos sugieren que el ACCL y el ACS pueden ser usados como procedimientos taxométricos precisos para la clasificación de las psicopatologías por externalización.

Palabras clave: TDA/H, inatención, hiperactividad, clases latentes, análisis de correspondencias, taxometría.

El trastorno por deficiencia de atención/ hiperactividad (TDA/H) es una alteración del neurodesarrollo, la cual produce síntomas persistentes de inatención, hiperactividad e impulsividad, que son más frecuentes y severos de lo observado en los otros niños o adultos de la misma edad y nivel de desarrollo. Algunos de los síntomas deben aparecer antes de los 7 años de edad y presentarse en más de un lugar. El diagnóstico sólo puede emitirse si los síntomas interfieren objetivamente con el desarrollo social, académico, ocupacional o recreativo, y si no se explican mejor por ningún otro trastorno de los ejes I, II, III y IV del DSM IV (American Psychiatric Association, 1994, 2000). El diagnóstico patrón de oro (gold standard) del TDA/H se basa exclusivamente en los criterios clínicos propuestos en el DSM IV y DSM IV-TR, mediante entrevista psiquiátrica estructurada o semi-estructurada, dependiendo del profesional que entreviste a los padres del paciente (American Psychiatric Association, 1994, 2000; Barkley, 1998; Othmer & Othmer, 1996). Es decir, no existe ningún examen de laboratorio que pueda confirmar el diagnóstico (Barkley, 1998; Bebee, 2005; Harris, 1995; Othmer & Othmer, 1996). Esto produce una limitación en la validez de los diagnósticos, por lo cual se han diseñado diversos procedimientos psicométricos. Uno de ellos consiste en una evaluación protocolizada que comprende varios pasos, orientados a corroborar los diagnósticos, incluyendo las comorbilidades, sobre todo para la selección de muestras relativamente homogéneas en la investigación (Bebee, 2005).

Por lo anterior, se hace indispensable el uso de escalas estandarizadas y validadas para evaluación de la conducta, que se acoplen a los criterios del DSM IV (Barkley, 1998; Bebee, 2005; Cantwell, 1996). Estas escalas pueden determinar las alteraciones comportamentales propias del TDA/H (Bebee, 2005; Caron & Rutter, 1991). Existen diversas escalas estandarizadas que se han aplicado a los diferentes criterios diagnósticos del trastorno (Conners, 1979 a, 1979b; Conners & Wells, 1986; DuPaul, Power, Anastopoulos, & Reid, 1998; Farre-Riva & Narbona, 1997; Pineda et al., 1999 a; Pineda, Rosselli, Henao, & Mejía, 2000). A diferencia de la propuesta del DSM-IV, estas escalas pretenden hacer un diagnóstico dimensional, basado en el análisis estructural de los instrumentos, en lugar de un diagnóstico categórico basado en el consenso de los clínicos (Conners & Wells, 1986; DuPaul, Power, Anastopoulos, & Reid, 1998; Farre-Riva, & Narbona, 1997; Pineda et al., 1999c; Pineda, et al., 2000). Este enfoque dimensional demuestra que en la clínica psicológica realmente es mucho más frecuente encontrar trastornos múltiples en coomorbilidad que trastornos de una sola categoría independiente. Los modelos de diagnóstico dicotómicos usualmente son incapaces de detectar los “subsíndromes” que generalmente acompañan a los síndromes principales y que, en ocasiones, son los responsables de la incapacidad funcional (Kamphaus & Frick, 1996; Pineda et al., 1999d).

La taxometría es un procedimiento estadístico de clasificación y categorización propuesto por Meehl (1965), el cual pretende, de manera confiable, derivar categorías a partir de instrumentos con puntuaciones continuas o de rangos. Sólo desde la década de los 80 este procedimiento ha ido creciendo como una herramienta psicométrica utilizada por algunos autores para crear categorías de psicopatología, desde la perspectiva del modelo dimensional (Meehl, 1995; Meehl & Golden, 1982; Meehl & Yonce, 1994, 1996; Waller & Meehl, 1998). La idea básica es crear categorías a partir de las respuestas dadas por los entrevistados a cada ítem, de uno o varios instrumentos, sin usar un patrón de oro diagnóstico previo (Meehl & Golden, 1982). A partir de las respuestas, se elaboran variables latentes de clasificación denominadas taxones, que pueden derivarse directamente de las variables analizadas o de covariables activas, como la edad, el sexo y las diferencias individuales registradas. Este procedimiento ha sido usado de esta manera en la construcción de clasificaciones sólidas de psicopatología del adulto (Joiner & Schmidt, 2002) y del niño (Beauchaine, 2003). También ha permitido elaborar análisis más razonables y comprensivos de las comorbilidades, sin tener que recurrir a puntos de corte a priori y arbitrarios para tratar de ajustar las clasificaciones. Entonces, se puede sugerir que los procedimientos de taxometría constituyen los elementos más exitosos de la psicometría contemporánea y del futuro (Meehl, 2001).

El análisis de conglomerados de clases latentes (ACCL) es un método taxométrico que permite estudiar grupos de individuos a partir de variables que pueden medirse desde el nivel nominal hasta el nivel de razón. Tiene como objetivo explicar la relación entre las variables observadas, teniendo como supuesto la existencia de una o más variables categóricas latentes. El análisis de clases latentes es un método multivariado en el que se utilizan modelos con variables latentes para encontrar grupos de individuos. En el modelo clásico, se supone que las variables observadas son condicionalmente independientes, dada una variable latente nominal (Magidson & Vermunt, 2003; Vermunt & Magidson, 2000). Las relaciones de dependencia entre las variables categóricas de una tabla de contingencia están provocadas en muchos casos por la existencia de una asociación entre cada una de ellas y otra variable no observable directamente, llamada variable latente. En el modelo de clases latentes, tanto las variables observadas como la latente se consideran categóricas, con dos o más categorías, de manera que es necesario que la relación entre las variables manifiestas verifique dos hipótesis previas: a) relación simétrica, es decir, no existe una variable explicada por un conjunto de variables explicativas, sino que cada una de las que figuran en la tabla de contingencia quedan ya explicadas; b) independencia local, lo cual supone que dentro de cada categoría, o cada variable latente, las variables observadas o medidas son estadísticamente independientes (Vermunt & Magidson, 2000).

La aplicación del modelo de ACCL a diversos cuestionarios llenados por los padres acerca de los síntomas de TDA/H ha arrojado de manera repetida modelos entre 6 y 8 conglomerados –en diferentes poblaciones y culturas– que se asumen como perfiles dimensionales subyacentes al fenotipo heterogéneo del TDA/H. Estos conglomerados parecen describir mejor la distribución de los perfiles conductuales de la población que los tres tipos fijados por la clasificación del DSM IV (Neuman et al., 1999, 2001; Rasmussen et al., 2002 a, 2002b; Rohde et al., 2001; Todd et al., 2001 a, 2001b). Se ha postulado también que pudieran ser más refinados y precisos que los diagnósticos categóricos para el análisis de ligamiento en estudios de la genética del TDA/H (Acosta, Arcos- Burgos, & Muenke, 2004; Arcos-Burgos et al., 2004; Rohde et al., 2001; Todd et al., 2001 a, 2001b).

El objetivo de este estudio fue determinar los conglomerados de clases latentes que se pudieran derivar de manera independiente de dos instrumentos validados en Colombia para el diagnóstico de TDA/H, además de establecer su correspondencia. El propósito es mostrar la capacidad del ACCL para formar agrupamientos válidos en relación con los síntomas de la psicopatología, en ausencia de un patrón de oro diagnóstico. Los datos derivados pudieran servir de orientación para construir y estudiar conglomerados derivados de los síntomas de otras psicopatologías o de ítem de escalas de personalidad.

Método

Participantes y procedimiento

Se diseñó un estudio de observación, descriptivo y de asociación entre variables, con una población objetivo que estuvo conformada por todos los niños y adolescentes de 4 a 17 años, matriculados y registrados en la Secretaria de Educación Municipal de la ciudad de Manizales. Los niños y adolescentes de los colegios registrados en la Secretaría de Educación Departamental, y de las escuelas para estudiantes con discapacidades, no fueron incluidos. A partir de la selección aleatoria de 11 colegios privados y 23 escuelas públicas, se seleccionaron al azar 540 niños y adolescentes de ambos sexos. La muestra incluyó participantes de todos los estratos socioeconómicos, los cuales se integraron en tres grupos, de acuerdo con la clasificación de la oficina de planeación municipal: bajo (estratos 1 y 2), medio (3 y 4) y alto (5 y 6). La muestra se dividió, de acuerdo con la edad, también en tres grupos: niños menores (4 a 5 años), niños mayores (6 a 11) y adolescentes (12 a 17), siguiendo la clasificación propuesta por Kamphaus y Frick (1996), para el estudio de la conducta por externalización durante el desarrollo. En la Tabla 1 se observa la distribución de la muestra.

Lista de síntomas (checklist) de TDA/H (Pineda et al. 1999c). Se construyó siguiendo un modelo discreto de calificación de cada síntoma del criterio A del DSM IV (American Psychiatric Association, 1994) en una escala de 0 a 3 puntos, en la cual 0 se interpretó como “nunca” y 3 como “casi siempre”. Consta de 18 síntomas, al igual que los enumerados por el criterio A del DSM IV. Tiene dos dimensiones con calificación de rangos de 0 a 27:

Inatención e hiperactividad-impulsividad (ver Anexo 1). Para este estudio, la encuesta en la que figura el listado de síntomas de TDA/H fue contestada por los padres. Hay una calificación total de la escala, con un rango de 0 a 54. Este cuestionario ha sido usado en Colombia en estudios de clínicos y epidemiológicos (Pineda et al., 1999 a, 1999b, 1999c, 1999d, 1999e; Pineda, Lopera, Henao, Palacio & Castellanos, 2001; Pineda, Palacio, Ramírez & Henao, 2003).

Escala estandarizada de Conners para padres, versión colombiana (Pineda et al., 2000). Es la escala multidimensional más ampliamente utilizada para evaluar las conductas en los niños. Fue desarrollada por Conners (1979 a, 1979b) para ser llenada por padres y por los maestros. La versión inicial de la escala para los padres tenía 93 ítems. Luego de un análisis de factores hecho por Goyette, Conners y Ulrich (1978) y por Witt, Heffer y Pfeiffer, (1990) se construyó la versión abreviada con 48 ítems, que fue la usada en el presente estudio. La escala de Conners puede evaluar de manera breve síntomas de TDA/H y comorbilidades con trastornos de la conducta (TC), trastorno por negativismo desafiante (TND), ansiedad y depresión. Sin embargo, la estructura de la escala demuestra que está enfocada básicamente a la evaluación de los trastornos de la conducta por externalización (Farre-Riva & Narbona, 1997; Kamphaus & Frick, 1996; Pineda et al., 2000). Por eso, en este estudio, aunque fue aplicado el instrumento adaptado con 48 ítems (ver Anexo 2), sólo se utilizaron 25 de ellos para los análisis de los síntomas de TDA/H y los de comorbilidades de TND y TC.

Análisis estadístico

Se realizaron dos ACCLs: el primero para los 18 ítems del listado de chequeo de síntomas TDA/H y el segundo para los 25 de TDA/H, TND y TC del cuestionario de Conners. Se utilizó el software Latent Gold 3.0.01, el cual emplea los algoritmos de Expectation/Maximization (EM) y Newton-Raphson para encontrar la máxima verosimilitud o estimación posterior modal para los parámetros del modelo (Vermunt.& Magidson, 2002). Para determinar el número óptimo de clases latentes para cada instrumento se estimaron 10 modelos de 1 hasta 10 conglomerados. Para cada modelo se calcularon dos índices con el fin de determinar la bondad de ajuste de cada uno. Estos índices fueron el “criterio de información de Akaike” (AIC) y el criterio de información Bayesiano (BIC). Se aceptó el modelo con el menor valor de BIC y un valor p de máxima verosimilitud de bootstrap > 0.05, con control de residuales bivariados (RBVs) por encima de 3. Para cada modelo se ingresaron como co-variables activas el sexo y los tres grupos de edades. En una segunda etapa se realizó un ACS para explorar las concordancias entre los conglomerados derivados del listado de síntomas de TDA/H y los derivados de la escala de Conners. Con esta técnica de graficación espacial se pudo analizar y visualizar las concordancias entre las categorías obtenidas por los dos instrumentos.

El ACCL del listado de síntomas (checklist) de TDA/H mostró que el menor BIC con el valor p del bootstrap > 0.05 corresponde al modelo de seis clases o conglomerados (ver Tabla 2). Cuando se observan las características de cada uno de estos conglomerados, se encuentra que el 6 tiene todos los síntomas (TDA/H combinado) con probabilidades entre 0.52 y 0.76. Este agrupamiento tiene una prevalencia de 8.8% de la muestra y lo constituyen estudiantes de sexo masculino de 6 a 11 años. La clase 5 tiene todos los síntomas de hiperactividadimpulsividad con probabilidades de 0.44 a 0.88, los cuales pueden catalogarse como de tipo hiperactivo impulsivo. Representan el 9.0% de la muestra y lo constituyen básicamente preescolares de 4 a 5 años. Estos dos grupos pueden considerarse como afectados de TDA/H, y sumarían una prevalencia de 17.8%. También es posible observar un conglomerado con todos los síntomas con probabilidades moderadas (alrededor de 0.40), que agrupa a las personas que podrían calificarse como de tipo combinado moderado, los cuales representan el 24.2% de la muestra. En este aspecto las probabilidades son similares en ambos sexos y en los tres grupos de edad. A este grupo se podría agregar un conglomerado con síntomas con probabilidades bajas (0.10 a 0.40) de hiperactividad-impulsividad, el cual representa el 24.4%, y está conformado con mayor probabilidad por pre-escolares de ambos sexos. El conglomerado que tiene probabilidades cercanas a cero en todos los síntomas, el cual pudiera denominarse como grupo hipoactivo con hiper-atención, solamente representó el 16.3% de los participantes estudiados y está constituido básicamente por adolescentes de sexo femenino (ver Tabla 3). Estos perfiles se grafican con detalle en la Figura 1

En la Tabla 4 se muestran los resultados del ACCL. Según los criterios asumidos del menor BIC y con el valor p del bootstrap > 0.05, para un mejor ajuste de máxima verosimilitud, el modelo de cinco clases o conglomerados fue seleccionado como el mejor

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Con el cuestionario de Conners para síntomas de TDA/H, TND y TC se detectó un grupo (conglomerado 5) que tenía todos estos síntomas, con probabilidades moderadas a altas (0.36 a 0.87), el cual representó una prevalencia del 8%. Podría considerarse como TDAH severo complicado, y estuvo conformado por menores de sexo masculino con edades entre 4 y 11 años. Otro grupo (clase 1) con probabilidades moderadas (0.39 a 0.58) de síntomas combinados de TDA/ H y probabilidades de bajas a moderadas de TND (0.28 a 0.59), puede ser considerado como un TDA/H moderado con comorbilidad leve a moderada, tuvo una prevalencia del 28% y estuvo conformado por participantes de ambos sexos de todas las edades. El conglomerado 2 tuvo un perfil con probabilidades bajas a moderadas (0.32 a 0.63) de síntomas de hiperactividad-impulsividad y con probabilidades bajas (0.12 a 0.39) de síntomas de TND; pudieran considerarse como impulsivos oposicionistas. Tuvo una prevalencia del 26% y estuvo conformado, con mayores probabilidades, por preescolares de ambos sexos. El conglomerado 4 tuvo un perfil de bajas probabilidades (0.16 a 0.41) de síntomas de TDA/H y sin comorbilidades; la prevalencia fue del 18% y estuvo conformado con mayor probabilidad por participantes de sexo masculino, de 6 a 11 años. Finalmente se obtuvo el conglomerado 3, conformado con mayor probabilidad por adolescentes de sexo femenino sin síntomas de ninguna clase, el cual puede ser considerado como un grupo hipoactivo, hiperatento y dócil, y representa el 21% de la muestra (Tabla 5). En la figura 2 se grafican en detalle estos perfiles que se han descrito.

El ACS mostró que los once grupos derivados de los dos ACCLs tienden a asociarse en cuatro grupos: el primero reúne al conglomerado que tiene altas probabilidades de presentar todos los síntomas del listado de chequeo de TDA/H (clase 6) con el de altas probabilidades de síntomas de TDA/H, TND y TC de la escala de Conners (clase 5), los cuales serían casos severos de TDA/ H complicados. En el segundo grupo se encuentran los conglomerados con probabilidades moderadas de síntomas de ambos cuestionarios (clases 2 y 5 del listado de TDA/H, y clase 1 del Conners), los cuales serían afectados, de manera leve a moderada, por TDA/H. El tercer grupo de concordancia incluye los grupos de bajas probabilidades de síntomas en ambas escalas (clases 1 y 3 del listado de TDA/H y clase 4 del Conners), los cuales conformarían perfiles de participantes con síntomas ocasionales; y, finalmente, un grupo que representa aproximadamente entre el 16 y el 21% de la muestra, que correspondería con mayor probabilidad a adolescentes de sexo femenino con hipoactividad, hiperatención y docilidad, pues tienen tendencia a puntuar 0 (“nunca”) en casi todos los ítems de ambos cuestionarios.

Discusión

El grupo con perfil de TDA/H severo representa un 8.8% de la muestra, que es similar a la prevalencia informada de TDA/H combinado para la población de niños y adolescentes de Antioquia y Caldas, utilizando diversos instrumentos y con confirmación mediante diagnóstico de patrón de oro (Cornejo et al., 2005; Pineda et al., 1999a, 1999c, 1999d, 2000, 2003). En un estudio con 1.624 gemelos monocigotos y dicigotos, de 7 a 19 años, se encontró que la prevalencia de la clase con síntomas combinados severos fue de 5.6% (Volk, Neuman & Todd, 2005). Esto es similar a lo informado en un estudio con 1.346 gemelos, también de 7 a 19 años, en los cuales la prevalencia de la clase con síntomas severos de TDA/H combinado fue de 5.9% (Volk, Henderson, Neuman & Todd, 2006). Sin embargo, otro estudio de ACCL con una muestra de 1.629 gemelos de sexo femenino, de 13 a 19 años, encontró un modelo de ocho clases, en el cual este tipo de síntomas combinados de TDA/H tuvo una prevalencia sólo de 3.7% (Hudziak et al., 1998).

De otro lado, la frecuencia del conglomerado con predominio de jóvenes de sexo femenino y con perfiles de hipoactividad e hiperconcentración es sólo del 16.3%. Habría que preguntarse si un grupo minoritario de la muestra general podría ser asumido como patrón de normalidad, o si se trata del espectro opuesto del TDA/ H, con alguna alteración en el campo de los trastornos por internalización. Obviamente estas elucubraciones quedan en el campo de lo puramente especulativo, pues en el estudio no se indagó acerca de la presencia de estos síntomas, y el único argumento que queda como soporte es la dificultad para admitir el supuesto de considerar como patrón de normalidad unas conductas que se observan sólo en el 16.3% de una muestra. Sin embargo, en el estudio de ACCL con 1.629 pares de gemelas Hudziak et al. (1998), se encontró que el grupo con muy bajas probabilidades de síntomas correspondía al 53.5% de la muestra. En esa misma dirección, Volk et al. (2006) encontraron un modelo de siete clases con una prevalencia de 53.7% para el grupo de pocos síntomas, similar a lo informado por Volk et al. (2005) de una prevalencia del 53.9% con una muestra similar.

El hallazgo de una clase formada por preescolares de sexo masculino con alta probabilidad de síntomas de hiperactividad-impulsividad, representó el 9% de la muestra. Este grupo, sumado al de síntomas combinados, estimaría una prevalencia de TDA/H severo de 17.8%, similar a los informados por estudios epidemiológicos realizados en Caldas y Antioquia (Cornejo et al., 2005; Pineda et al., 1999a, 1999c, 1999d, 2000, 2003). La prevalencia del grupo con hiperactividad-impulsividad severa en los estudios de gemelos varió entre el 2.0 y el 3.2% (Hudziak et al., 1998; Volk et al., 2005; Volk et al., 2006). Es probable que las discrepancias entre los datos del estudio actual con los de gemelos se deba a la diferencia entre las muestras, a los índices estadísticos usados para seleccionar el mejor modelo y, principalmente, a que en nuestros análisis decidimos incluir la edad y el sexo como covariables activas, pues ellas influyen de forma definitiva en los patrones de conducta (Kamphaus & Frick, 1996).

Una taxometría similar, pero con cinco conglomerados, de los cuales se detectó un grupo con altas probabilidades de tener todos los síntomas de TDA/H, TND y TC, además de un conglomerado sin ningún síntoma, se observó cuando se hizo el ACCL con los datos provenientes del cuestionario de Conners, en el cual se incluyeron los síntomas de TDA/H, TND y TC. Estos mismos conglomerados se derivan de los estudios de ACCL con los pares de gemelos, cuando se incluyen las comorbilidades (Volk et al., 2005; Volk et al., 2006). Las diferencias están en las prevalencias, pues en nuestro estudio el conglomerado que tiene altas probabilidades de tener todos los síntomas de TDA/H y todos los síntomas de comorbilidades representó el 8%, el cual es más alto que lo informado por los estudios de gemelos, cuyas prevalencias oscilan entre el 3.32 y el 5% (Volk et al., 2005; Volk et al., 2006). Estos hallazgos sugieren que existe la posibilidad de que las hasta ahora llamadas comorbilidades sean realmente manifestaciones del mismo problema, transmitido genéticamente, el cual se puede expresar algunas veces como TDA/H, otras veces como TND, o TC, o un trastorno mixto, dependiendo de la edad y el sexo (Hudziak et al., 1998; Volk et al., 2005; Volk, et al. 2006).

De otro lado, el análisis de correspondencia demuestra que los dos instrumentos muestran la concordancia de los once conglomerados para formar cuatro agrupamientos independientes, los cuales difieren por la presencia o no de síntomas de TDA/H y su comorbilidad. Se observa que la clase con altas probabilidades de síntomas –derivada del listado de síntomas TDA/H– concuerda con el conglomerado de alta probabilidad de síntomas de TDA/H, TND y TC, de Conners. Esta misma concordancia se observa entre los grupos que tienen probabilidades de síntomas cercanos a cero, tanto para los obtenidos del listado de síntomas de TDA/H, como el que sale del cuestionario de Conners. La misma concordancia se observa en los grupos de probabilidades bajas de síntomas y de probabilidades moderadas, derivados de ambos instrumentos. Esto sugiere que los dos instrumentos clasifican de la misma manera a los participantes en términos de la severidad en los rasgos continuos de los síntomas y su covarianza con la edad y el sexo. Lo anterior apoya la hipótesis según la cual el TDA/ H, el TND y el TC se constituyen como un continuo de dimensiones y no como categorías excluyentes, como lo propone el DSM IV. Es decir, las conductas observadas se estructuran más como perfiles de personalidad que como alteraciones ausentes en la población normal. En otras palabras, muchos de los llamados síntomas están presentes en los niños y adolescentes normales, con diversos grados de probabilidad o de severidad. La diferencia entre lo que es normal o anormal sería cuantitativa, dependiendo del contexto, de la edad, del sexo y del impacto que tienen las conductas sobre la adaptación (Hudziak et al., 1998; Kamphaus & Frick, 1996; Neuman et al., 2001; Rasmussen et al., 2002a; Rasmussen et al., 2002b; Rohde et al., 2001; Todd et al., 2001b;Volk et al., 2005; Volk et al., 2006).

Limitaciones

Este estudio tiene algunas limitaciones porque la información proviene de una sola fuente, los padres, y esto puede producir un sesgo de observación, que sólo puede superarse obteniendo datos de los maestros. Esto pudiera ser un elemento a considerar en futuros estudios.

También hay limitaciones en la rigurosidad del modelo, porque sólo se pudo garantizar el control de la independencia local para residuales bivariados por encima de tres, lo que apenas confiere el grado mínimo de esta condición, pues lo ideal es controlar todos los residuales que estén por encima de uno. Para hacer este tipo de controles requeriríamos de equipos de computación más potentes.

La parsimonia del modelo es apenas ajustada al límite mínimo de las exigencias estadísticas, pues la proporción entre el tamaño de la muestra y el número de parámetros que se derivan de los análisis no es el ideal. Este problema se solucionaría en futuros estudios agrupando algunas de las variables, con lo cual pudieran perderse elementos importantes del perfil, o aumentado el tamaño de la muestra

¹ Nuestro agradecimiento a COLCIENCIAS por la financiación del proyecto “Genética del Trastorno de Atención-Hiperactividad: los fenotipos complejos, los endofenotipos y la asociación con genes mayores y de susceptibilidad. Código: 1115-04-18083”, que hizo posible la recolección de los datos y el análisis para este artículo. Nuestro reconocimiento a la Fundación Universidad de Manizales (Fundema) porque a través de las prácticas de los estudiantes de la especialización en neuropsicopedagogía facilitó la recolección de los datos.

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