nueva página del texto (beta)
Español (pdf)
Artículo en XML
Referencias del artículo
Traducción automática
Enviar artículo por email
Citado por SciELO 
Similares en
SciELO 
Permalink
Introducción
El estudio de las funciones ejecutivas es de especial relevancia como predictoras del rendimiento académico (Cragg y Gilmore, 2014) (lectura, escritura, matemáticas), del ajuste social (Ferrier, Bassett y Denham, 2014) (HHSS, ToM...) y emocional (Liebermann, Giesbrecht y Müller, 2007). Las funciones ejecutivas facilitan, por consiguiente, la adaptación social y el rendimiento académico.
El constructo «funciones ejecutivas» se emplea para referirse a procesos que involucran una intencionalidad en el control de otros procesos cognitivos, que contribuye al control de impulsos, de la atención, del pensamiento y del comportamiento. Es un constructo amplio que puede ser analizado de forma unidimensional o multidimensional (Best y Miller, 2010, Miyake et al., 2000, Schoemaker et al., 2012).
Básicamente, podemos decir que son un conjunto de procesos de orden superior que dirigen y guían las funciones cognitivas, emocionales y comportamentales, por ejemplo, durante la resolución de un problema de índole cognitiva y/o comportamental. Stuss y Benson (1986) las describen como un conjunto de capacidades para resolver un problema intencional que incluye anticipación, selección de objetivos, planificación, monitorización y uso de realimentación. En consonancia con esta definición, Welsh y Pennington (1988) consideran las funciones ejecutivas como «habilidad para mantener un conjunto de estrategias apropiadas de resolución de problemas y poder alcanzar un objetivo». Para otros autores este constructo resulta, tal y como señalan Tirapu, Muñoz y Pelegrín (2002), «excesivamente genérico en su intención de describir funciones metacognitivas y de autorregulación de la conducta, y las definiciones sobre lo que contiene no parecen reflejar que se trate de un sistema unitario sino, más bien, de un sistema supramodal de procesamiento múltiple».
Tirapu, García, Ríos y Ardila (2011) realizan una revisión de distintos modelos para explicar las funciones ejecutivas. Más recientemente, Tirapu, Cordero, Luna y Hernáez (2017) han desarrollado un metaanálisis de modelos factoriales de atención y control ejecutivo en adultos, entre los años 1991-2016, quienes concluyen que son tres las dimensiones que configuran las funciones ejecutivas y que gozan de una mayor estabilidad y consistencia en los estudios: actualización, inhibición y alternancia.
En relación con el desarrollo de las funciones ejecutivas, los años de Educación Infantil -objeto del presente estudio- son un periodo especialmente activo en su desarrollo y de especial relevancia en el desarrollo posterior de las mismas. Siguiendo la revisión de la literatura, podemos enumerar una secuencia en el desarrollo de las diferentes dimensiones que la integran (Carlson, 2005, Garon et al., 2008): (i) inhibición y memoria de trabajo son habilidades que emergen durante el primer año de vida, seguidas de otras formas más complejas (resolución de conflictos y manipulación de la información activa en la memoria) alrededor de los 3 años; (ii) flexibilidad, depende básicamente de la inhibición y de la memoria de trabajo. Alrededor de los 3 años los niños son capaces de cambiar su foco atencional en respuesta a las demandas del contexto, ser flexibles entre un conjunto de respuestas simples y seguir instrucciones verbales claras (Zelazo et al., 2003). En niños de 3 y 4 años se han encontrado habilidades rudimentarias de planificación y organización (Espy, Kaufmann, Glisky y McDiarmid, 2001). Estas habilidades implican otros procesos más básicos de las funciones ejecutivas y muestran una trayectoria más prolongada. La regulación emocional se desarrolla en conjunto con otros procesos ejecutivos, mejorando constantemente a lo largo de toda la infancia (e.g., Lamm y Lewis, 2010, Posner et al., 2012).
En relación con la evaluación de las funciones ejecutivas, esta no es una tarea sencilla, debido a diversas cuestiones, siendo de especial consideración y relevancia la etapa en la que nos centramos, ya que se establecen los cimientos para un posterior desarrollo: (i) no existe una definición única del constructo funciones ejecutivas; (ii) las evaluaciones no comprenden todas las dimensiones de las funciones ejecutivas (frías versus cálidas); (iii) deben ser desarrolladas considerando que en la etapa de Educación Infantil están en proceso de adquirir los prerrequisitos básicos de acceso a la lectoescritura. Rabbit (1997) considera que las funciones ejecutivas pueden ser observadas comportamentalmente a través de diferentes tareas y situaciones, no obstante, no es fácil diferenciar los procesos subyacentes dada su interdependencia. Así, por ejemplo, Barkley (1997) y Tirapu et al. (2017) recientemente han señalado que la inhibición es un factor que permite al mismo tiempo el desarrollo de otras funciones, incluyendo memoria de trabajo (verbal y no verbal), regulación emocional, análisis dirigido hacia un objetivo y síntesis en resolución de un problema (reconstitución). Ambos factores -inhibición y altos niveles de componentes metacognitivos- son importantes en el rendimiento, siendo difícil separarlos desde el punto de vista metodológico y estadístico.
El presente estudio
En este contexto nos proponemos analizar las propiedades psicométricas (fiabilidad y validez) del test Evaluación Conductual de la Función Ejecutiva-Versión Infantil (BRIEF-P) en la adaptación al español en España.
Las razones para desarrollar la adaptación de un test de una cultura a otra son diversas, aunque lo más frecuente es para poder permitir estudios comparativos (transculturales) (The International Test Commission, 2006, Van de Vijver y Poortinga, 1997). La adaptación transcultural de un test en la práctica profesional está siendo cada vez más frecuente. En su interpretación hay que tener cuidado, ya que es difícil encontrar grupos que sean totalmente equiparables (Cardoso, Gómez e Hidalgo, 2010). Otra justificación de por qué adaptar, validar y baremar un test es por la rapidez, y por lo práctico y económico que resulta la adaptación de un test frente a la construcción de uno nuevo en otra lengua y cultura.
La elección del BRIEF-P no es casual y responde a las características del propio test: (i) es sensible a la plasticidad implícita en la neuropsicología del desarrollo; (ii) los destinatarios potenciales de este instrumento de evaluación diagnóstica son niños con afectación en el funcionamiento ejecutivo atribuido a una etiología diversa (adquiridos-desarrollo): trastornos del lenguaje (Henry, Messer y Nash, 2015), déficit de atención con y sin hiperactividad (Biederman et al., 2004), etc.; (iii) es breve, en 10-15 min se puede obtener un perfil del funcionamiento ejecutivo; (iv) resalta su validez ecológica al permitir evaluar en contextos naturales en los que se desarrolla el niño/a (casa y escuela) y el carácter heteroinforme al ser aplicado por los propios padres y profesores.
Método
Metodología no experimental, diseño ex post facto, descriptivo.
Objetivo
Analizar las propiedades psicométricas (fiabilidad y validez) del BRIEF-P en la adaptación al español en España.
Participantes
La muestra de tipificación está constituida por 1,077 padres y 902 profesores. Las muestras son independientes, no están aparejadas en función del niño.
Procedimiento
En el proceso validación se siguieron las pautas de la International Test Commission, AERA, APA y NCME para la adaptación de tests. Entre las pautas se indica que el objetivo de la adaptación de un instrumento a otra cultura es asegurar la equivalencia (lingüística, semántica, cultural) y reproducir en la medida de lo posible las propiedades psicométricas del instrumento original en otra población. Para conseguir este objetivo es necesario seguir una metodología sistemática, exhaustiva y multietápica (Serra y Herdman, 2001, Messick, 1980, Muñiz et al., 2013), que pasamos a comentar: (i) en primer lugar se obtuvo el permiso para la traducción y validación del BRIEF-P; (ii) se desarrolló una traducción directa: el cuestionario fue traducido independientemente por 2 personas bilingües con conocimientos en el ámbito de la psicología; (iii) traducción inversa: se realizó una retrotraducción independiente; (iv) prueba piloto: se realizó una prueba inicial para comprobar la comprensibilidad, la aceptabilidad, el uso de lenguaje común y la factibilidad; (v) el análisis de la validez de la versión final del cuestionario se llevó a cabo mediante un análisis factorial para conocer la estructura interna considerando los dos tipos de informantes: padres y profesores, y (vi) el análisis de la fiabilidad (consistencia interna) se calculó mediante el alfa de Cronbach.
Instrumento de recogida de datos
El BRIEF-P es un instrumento que, como hemos comentado en líneas precedentes, permite evaluar las funciones ejecutivas en niños de entre 2 a 5 años y 11 meses, siendo aplicado por padres, profesores u otros cuidadores habituales del niño (informantes).
Permite evaluar en formato heteroinforme las funciones ejecutivas en niños de entre 2 a 5 años y 11 meses en el contexto escolar y familiar, y está validado para detectar disfunciones ejecutivas en niños con diferentes trastornos del neurodesarrollo: (i) bajo peso: Anderson, McNamara, Andridge y Keima (2015), Verkerk, Jeukens, Houtzager, Koldewijn, van Wassenaer, Nollet y Kok, (2012); (ii) neurofibromatosis tipo 1: Lorenzo, Barton, Arnold y North (2013); (iii) trastorno especifico del lenguaje: Vugs, Hendriks, Cuperus y Verhoeven (2014); (iv) TDAH: Holt, Beer, Kronenberger, Pisoni y Lalonde (2012), Skogan, Zeiner, Egeland, Urnes, Reichborn y Aase (2015) y Veleiro, Peralbo y Artigas (2012); (v) síndrome de Down: Liogier d’Ardhuy et al. (2015); (vi) discapacidad auditiva: Holt et al. (2012); (vi) ácido glutámico tipo 1: Beauchamp, Bonch y Anderson (2009).
Su aplicación requiere 10-15 min. Se responde empleando una escala de frecuencia tipo Likert con tres opciones de respuesta: nunca, a veces y frecuentemente. Está compuesto por 63 ítems bajo cinco escalas clínicas (Inhibición, Control Emocional, Flexibilidad, Planificación y Organización, y Memoria de Trabajo); tres índices clínicos (Autocontrol Inhibitorio, Flexibilidad y Metacognición Emergente); un Índice Global de Función Ejecutiva; y dos escalas de validez (Negatividad e Inconsistencia).
En la Tabla 1 se presentan las escalas e índices clínicos que configuran el BRIEF-P. Se acompaña cada escala e índice clínico de una breve descripción y de un ejemplo de ítem, así como de una aclaración de cómo se obtienen los índices clínicos.
Tabla 1 BRIEF-P: Escalas e Índices Clínicos (descripción y ejemplo)
| Descripción | Ejemplo | |
| Escala clínicas | ||
| Inhibición | Evalúa la presencia de problemas para controlar sus impulsos y la conducta, para detener o regular adecuadamente su comportamiento en el momento o en el contexto adecuado | Durante las actividades se desvía fácilmente de su objetivo |
| Flexibilidad | Evalúa la presencia de problemas para cambiar a voluntad de una situación, actividad y para solucionar problemas de manera flexible | Le cuesta cambiar de una actividad a otra |
| Control Emocional | Evalúa la presencia de problemas para regular o modular adecuadamente las respuestas emocionales en función de las demandas situacionales | Se altera con mucha facilidad |
| Memoria de Trabajo | Evalúa la presencia de problemas para mantener información en la mente con el objetivo de completar una tarea o proporcionar la respuesta adecuada | Le cuesta recordar las cosas incluso después de un breve periodo de tiempo |
| Planificación y Organización | Evalúa la presencia de problemas para anticipar acontecimientos o consecuencias futuras | Le cuesta encontrar sus cosas en su habitación o en el lugar donde juega incluso cuando se le dan indicaciones concretas |
| Índices clínicos | ||
| Autocontrol Inhibitorio | Es el resultado de la suma de las puntuaciones directas en las escalas Inhibición y Control Emocional | |
| Flexibilidad | Es el resultado de la suma de las puntuaciones directas en las escalas Flexibilidad y Control Emocional | |
| Metacognición Emergente | Es el resultado de la suma de las puntuaciones directas en las escalas Memoria de Trabajo y Planificación y Organización. | |
| Índice Gobal de Función Ejecutiva | Es una puntuación resumen a partir de las cinco escalas clínicas del BRIEF-P | |
| Resulta útil como medida general de la presencia de problemas en las funciones ejecutivas en el niño |
Fuente: elaboración propia.
El BRIEF-P es un cuestionario estandarizado que procede de la versión escolar (BRIEF) (Gioia, Isquith, Guy y Kenworthy, 2000). Ha sido traducido y adaptado a diversas lenguas y culturas (Bonillo et al., 2012, Duku y Vaillancourt, 2014, Goldstein y Haglieri, 2014), siendo recientemente traducido, adaptado y baremado en nuestro contexto por Bausela y Luque (2016) (ver Gioia, Espy y Isquith, 2016).
Dispone de baremos según informante (padres y maestros) en función de los contextos de desarrollo (familiar o escolar), por sexo y grupos de edad (puntuaciones T). Puntuaciones T mayores o iguales a 65 reflejan mayores niveles de problemas o dificultades. Por ejemplo, una puntuación T mayor de 65 en memoria de trabajo sugiere posibles dificultades relacionadas con la retención y manipulación de la información (verbal o visual) durante un corto espacio de tiempo.
Resultados
Seguidamente se presentan los resultados descriptivos e inferenciales.
Descriptivos
La muestra normativa estaba configurada por 1,077 padres y 902 profesores. En la Tabla 2 se presentan las características descriptivas de la muestra normativa constituida por informantes padres y profesores.
Tabla 2 BRIEF-P (versión española): variables sociodemográficas (padres y profesores)
| Padres (n = 1,077) | Profesores (n = 902) | ||
| Variable | Porcentaje | Variable | Porcentaje |
| Sexo | Sexo | ||
| Varón | 52.6 | Varón | 10.7 |
| Mujer | 47.4 | Mujer | 89.2 |
| Edad | Edad | ||
| 2 años | 14.5 | 2 años | 13.0 |
| 3 años | 24.4 | 3 años | 23.1 |
| 4 años | 31.6 | 4 años | 32.7 |
| 5 años | 29.5 | 5 años | 31.3 |
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
De la submuestra informantes padres, podemos destacar lo siguiente (tabla 2): (i) el 52.6% son hombres; (ii) el 31.6% han evaluado a niños de 4 años; (iii) el 52.2% de las informantes madres tienen estudios superiores; (iv) el 41.2% de los informantes padres tienen estudios superiores; (v) el 33.4% de los evaluados tienen 2 hermanos, y (v) el 46.65% de los escolares evaluados asisten a centros concertados.
De la submuestra informantes profesores, podemos destacar los siguientes aspectos (Tabla 2): (i) el 89.2% de los informantes son mujeres; (ii) el 32.7% han evaluado a niños de 4 años; (iii) el 49.85% de los informantes están adscritos a centros concertados, y (iv) el 26.7% de los niños evaluados se encuentran escolarizados en el tercer curso de Educación Infantil.
En la Tabla 2 se presenta la distribución de los niños evaluados en función de los informantes (padres versus profesores), sexo y edad del niño evaluado.
Seguidamente realizamos un análisis descriptivo de las escalas y de los índices clínicos que constituyen el BRIEF-P en la versión padres y profesores, incluyendo: rango, mínimo, máximo, media, desviación estándar, varianza, asimetría y curtosis. En la Tabla 3 se presentan los estadísticos descriptivos obtenidos en función de los informantes (padres y profesores) en las escalas e índices clínicos que constituyen el BRIEF-P. La puntuación media en todas las escalas e índices clínicos del BRIEF-P es superior cuando los informantes son los padres que cuando son los profesores.
Tabla 3 Escalas e índices clínicos de BRIEF-P: estadísticos descriptivos (padres y profesores)
| Variables | Padres (n = 1,077) | Profesores (n = 902) | |||||||||||||
| Rango | Mínimo | Máximo | Media | Desviación estándar | Varianza | Asimetría | Curtosis | Rango | Mínimo | Máximo | Media | Desviación estándar | Asimetría | Curtosis | |
| Escalas clínicas | |||||||||||||||
| Inh | 29 | 16 | 45 | 23.92 | 5.7 | 32.6 | 0.681 | 0.036 | 30 | 16 | 46 | 21.9 | 6.24 | 1.385 | 1.560 |
| Fle | 17 | 10 | 27 | 13.48 | 3.2 | 10.2 | 1.071 | 0.898 | 18 | 10 | 28 | 12.7 | 3.16 | 1.500 | 2.410 |
| Cem | 18 | 10 | 28 | 14.48 | 3.6 | 13.0 | 0.771 | 0.069 | 18 | 10 | 28 | 13.1 | 3.73 | 1.462 | 1.872 |
| Mtr | 30 | 17 | 47 | 23.35 | 5.5 | 30.5 | 0.997 | 0.616 | 34 | 17 | 51 | 22.5 | 6.34 | 1.589 | 2.531 |
| Por | 17 | 10 | 27 | 14.38 | 3.3 | 11.0 | 0.825 | 0.467 | 18 | 10 | 28 | 13.1 | 3.53 | 1.483 | 2.033 |
| Índices clínicos | |||||||||||||||
| IAI | 43 | 26 | 69 | 38.40 | 8.5 | 73.4 | 0.674 | 0.025 | 46 | 26 | 72 | 35.0 | 9.18 | 1.407 | 1.805 |
| IFL | 34 | 20 | 54 | 27.96 | 5.8 | 33.1 | 0.823 | 0.464 | 32 | 20 | 52 | 25.8 | 5.92 | 1.357 | 1.682 |
| IME | 46 | 27 | 73 | 37.73 | 8.4 | 70.6 | 0.947 | 0.587 | 51 | 27 | 78 | 35.6 | 9.59 | 1.563 | 2.391 |
| IGE | 98 | 63 | 161 | 89.61 | 17.0 | 290.1 | 0.732 | 0.323 | 108 | 63 | 171 | 83.3 | 18.36 | 1.390 | 2.134 |
Escalas clínicas. Cem: Control Emocional; Fle: Flexibilidad; Inh: Inhibición; Mtr: Memoria de Trabajo; Por: Planificación y Organización.
Índices clínicos. IAI: Autocontrol Inhibitorio; IFL: Flexibilidad; IGE: Global de Funcionamiento Ejecutivo; IME: Metacognición Emergente.
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
En la Figura 1 se presentan las puntuaciones medias obtenidas en todas las escalas e índices clínicos del BRIFE-P en función de la puntuación media de los informantes participantes: padres versus profesores. En todas las escalas e índices clínicos, las puntuaciones medias de los padres son superiores a las de los profesores, lo que nos indica que los padres tienden a considerar las conductas que observan más problemáticas que los profesores. Hay que indicar que los datos no están aparejados, se trata de muestras independientes, no aparejadas.
Índices clínicos. IAI: Autocontrol Inhibitorio; IFL: Flexibilidad; IGE: Global de Funcionamiento Ejecutivo; IME: Metacognición Emergente.
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
Figura 1 Media de escalas e índices clínicos en BRIEF-P (padres versus profesores).Escalas clínicas. Cem: Control Emocional; Fle: Flexibilidad; Inh: Inhibición; Mtr: Memoria de Trabajo; Por: Planificación y Organización.
Se encontraron diferencias estadísticamente significativas en todas las escalas e índices clínicos del BRIEF-P utilizando la prueba t de Student para muestras independientes, cuando se compararon las puntaciones medias emitidas por ambos informantes (padres versus profesores). Debemos señalar que las muestras (padres-profesores) son independientes y que no están aparejadas por el niño que es evaluado (Tabla 4).
Tabla 4 t de Student para muestras independientes (escalas e índices clínicos de BRIEF-P) (padres versus profesores)
| Informante | Media | Desviación estándar | Diferencia medias | t | gl | Sig. (bilateral) | |
| Escalas clínicas | |||||||
| Inhibición | Padre | 23.92 | 5.710 | 2.035 | 7.579 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 21.89 | 6.220 | |||||
| Flexibilidad | Padre | 13.48 | 3.197 | 0.793 | 5.536 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 12.68 | 3.147 | |||||
| Control Emocional | Padre | 14.48 | 3.615 | 1.357 | 8.207 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 13.12 | 3.717 | |||||
| Memoria de Trabajo | Padre | 23.35 | 5.529 | 0.896 | 3.362 | 1,976 | 0.001** |
| Profesor | 22.45 | 6.325 | |||||
| Planificación y Organización | Padre | 14.38 | 3.325 | 1.253 | 8.135 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 13.13 | 3.511 | |||||
| Índices clínicos | |||||||
| Autocontrol Inhibitorio | Padre | 38.40 | 8.572 | 3.393 | 8.508 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 35.01 | 9.135 | |||||
| Flexibilidad | Padre | 27.96 | 5.761 | 2.149 | 8.180 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 25.81 | 5.888 | |||||
| Metacognición Emergente | Padre | 37.73 | 8.408 | 2.149 | 5.319 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 35.58 | 9.557 | |||||
| Función Ejecutiva Global | Padre | 89.61 | 17.034 | 6.332 | 7.973 | 1,976 | 0.000*** |
| Profesor | 83.28 | 18.236 |
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
** ρ<0.05.
*** ρ<0.01.
Propiedades psicométricas: fiabilidad y validez
Seguidamente se presentan los resultados obtenidos del estudio de las propiedades psicométricas de BRIEF-P en su adaptación española.
Fiabilidad
En relación con la fiabilidad se consideró:
a) Consistencia interna: se ha calculado a través del coeficiente α de Cronbach, obteniéndose los siguientes coeficientes: (i) padres-varones [α = 0.906]; (ii) padres-mujeres [α = 0.908]; (iii) profesores-varones [α = 0.901], y (iv) profesores-mujeres [α = 0.903]. En todas las submuestras de estudiantes el coeficiente de fiabilidad obtenido es superior a 0.90, pudiendo afirmarse que es excelente. En la Tabla 5 se presentan los coeficientes de fiabilidad en las diferentes escalas e índices clínicos del BRIEF-P en función del informante y del sexo.
Tabla 5 Estadísticas de fiabilidad en función de los informantes (padres versus profesores) y sexo
| Informante | Sexo | Alfa de Cronbach | Alfa de Cronbach basada en elementos estandarizados | Número de elementos |
| Padres | Varón | 0.906 | 0.945 | 9 |
| Mujer | 0.908 | 0.947 | 9 | |
| Profesores | Varón | 0.901 | 0.942 | 9 |
| Mujer | 0.903 | 0.944 | 9 |
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
En la Tabla 6 se presentan los estadísticos para cada una de las escalas e índices clínicos que configuran el BRIEF-P en función de los informantes padres (niños versus niñas). Cuando los informantes son los padres, se obtienen coeficientes excelentes evaluando a niños en las escalas: Control Emocional [α = 0.910], Memoria de Trabajo [α = 0.901], Flexibilidad [α = 0.902] y Función Ejecutiva Global [α = 0.911]. Cuando los informantes son los padres evaluando a niñas se obtienen coeficientes excelentes en las mismas escalas que con los niños: Control Emocional [α = 0.912], Memoria de Trabajo [α = 0.903], Flexibilidad [α = 0.903] y Función Ejecutiva Global [α = 0.916].
Tabla 6 Estadísticas de total de elemento (informantes padres)
| BRIEF-P | Padres | |||||||
| Varón | Mujer | |||||||
| Media de escala si el elemento se ha suprimido | Varianza de escala si el elemento se ha suprimido | Correlación total de elementos corregida | Alfa de Cronbach si el elemento se ha suprimido | Media de escala si el elemento se ha suprimido | Varianza de escala si el elemento se ha suprimido | Correlación total de elementos corregida | Alfa de Cronbach si el elemento se ha suprimido | |
| Fle | 264.47 | 2,572.511 | 0.830 | 0.890 | 253.75 | 2,180.114 | 0.829 | 0.893 |
| Cem | 275.90 | 2,922.447 | 0.514 | 0.910 | 263.09 | 2,439.993 | 0.522 | 0.912 |
| Mtr | 274.70 | 2,791.925 | 0.787 | 0.901 | 262.31 | 2,335.999 | 0.774 | 0.903 |
| Por | 265.08 | 2,596.711 | 0.816 | 0.891 | 254.28 | 2,198.421 | 0.818 | 0.895 |
| Fle | 274.51 | 2,815.406 | 0.783 | 0.902 | 262.72 | 2,353.741 | 0.812 | 0.903 |
| IAI | 249.92 | 2,282.916 | 0.881 | 0.879 | 239.34 | 1,927.659 | 0.875 | 0.883 |
| IFL | 261.36 | 2,614.018 | 0.764 | 0.893 | 248.68 | 2,170.952 | 0.791 | 0.894 |
| IME | 250.35 | 2,331.583 | 0.835 | 0.883 | 240.29 | 1,964.452 | 0.845 | 0.886 |
| IGE | 197.68 | 1,458.480 | 0.998 | 0.911 | 189.28 | 1,227.810 | 0.998 | 0.916 |
Escalas clínicas. Cem: Control Emocional; Fle: Flexibilidad; Inh: Inhibición; Mtr: Memoria de Trabajo; Por: Planificación y Organización.
Índices clínicos. IAI: Autocontrol Inhibitorio; IFL: Flexibilidad; IGE: Global de Funcionamiento Ejecutivo; IME: Metacognición Emergente.
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
En la Tabla 7 se presentan los estadísticos para cada una de las escalas e índices clínicos que configuran el BRIEF-P en función de los informantes profesores (niños versus niñas). Cuando los informantes son los profesores, se obtienen coeficientes excelentes evaluando a niños en las escalas: Control Emocional [α = 0.904]. Cuando los informantes son los profesores evaluando a niñas se obtienen coeficientes excelentes en las mismas escalas que con los niños: Control Emocional α = 0.907] y Función Ejecutiva Global [α = 0.907].
Tabla 7 Estadísticas de total de elemento (informantes profesores)
| BRIEF-P | Profesores | |||||||
| Varón | Mujer | |||||||
| Media de escala si el elemento se ha suprimido | Varianza de escala si el elemento se ha suprimido | Correlación total de elementos corregida | Alfa de Cronbach si el elemento se ha suprimido | Media de escala si el elemento se ha suprimido | Varianza de escala si el elemento se ha suprimido | Correlación total de elementos corregida | Alfa de Cronbach si el elemento se ha suprimido | |
| Fle | 249.85 | 2,999.126 | 0.792 | 0.884 | 231.76 | 2,379.722 | 0.825 | 0.889 |
| Cem | 260.34 | 3,418.466 | 0.547 | 0.904 | 239.54 | 2,644.437 | 0.523 | 0.907 |
| Mtr | 259.63 | 3,284.618 | 0.743 | 0.896 | 239.41 | 2,549.420 | 0.744 | 0.899 |
| Por | 249.90 | 3,015.961 | 0.806 | 0.884 | 230.51 | 2,300.359 | 0.834 | 0.885 |
| Fle | 259.55 | 3,277.767 | 0.813 | 0.895 | 239.49 | 2,543.203 | 0.808 | 0.898 |
| IAI | 236.31 | 2,684.342 | 0.841 | 0.875 | 219.07 | 2,132.894 | 0.846 | 0.879 |
| IFL | 246.81 | 3,081.951 | 0.746 | 0.888 | 226.85 | 2,381.552 | 0.754 | 0.891 |
| IME | 236.29 | 2,702.061 | 0.810 | 0.878 | 217.89 | 2,056.599 | 0.831 | 0.880 |
| IGE | 186.62 | 1,697.810 | 0.998 | 0.901 | 172.30 | 1,318.448 | 0.998 | 0.907 |
Escalas clínicas. Cem: Control Emocional; Fle: Flexibilidad; Inh: Inhibición; Mtr: Memoria de Trabajo; Por: Planificación y Organización.
Índices clínicos. IAI: Autocontrol Inhibitorio; IFL: Flexibilidad; IGE: Global de Funcionamiento Ejecutivo; IME: Metacognición Emergente.
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
b) Consistencia temporal o estabilidad test-retest: para el Índice Global de Función Ejecutiva el coeficiente fue α = 0.90 (padres, n = 161; profesores, n = 84). Los resultados avalan la estabilidad temporal y su uso como medida de seguimiento o evolución, con un intervalo entre ambas aplicaciones de dos semanas.
Validez
Respecto a las evidencias de validez se analizó la estructura interna mediante un análisis factorial exploratorio (análisis de componentes principales) con rotación Promax con normalización Kaiser, obteniendo tres factores que explican el 91.82% de la varianza en la muestra de tipificación de padres y el 92.6% en la de profesores.
Cuando los informantes son los padres, los resultados de la prueba de esfericidad de Bartlett [x2 (10) = 2,629.521; p < 0.000) y el índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) de adecuación muestral de 0.764 mostraron la adecuación de los datos para la aplicación de un análisis factorial (Tabla 8).
Tabla 8 Prueba de KMO y Bartlett (padres versus profesores)
| Padres | Profesores | ||
| Medida Kaiser-Meyer-Olkin de adecuación de muestreo | 0.764 | 0.696 | |
| Prueba de esfericidad de Bartlett | Aprox. chi-cuadrado | 2,629.521 | 2,571.673 |
| gl | 10 | 10 | |
| Sig. | 0.000 | 0.000 |
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
Cuando los informantes son los profesores, los resultados de la prueba de esfericidad de Bartlett [x2 (10) = 2,571.673; p < 0.000) y el índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) de adecuación muestral de 0.696 mostraron la adecuación de los datos para la aplicación de un análisis factorial (tabla 8).
En la Tabla 9 se presentan las escalas clínicas que se adhieren a cada factor cuando los informantes son los padres; así, se saturan en: (i) Factor 1, Memoria de Trabajo y Planificación y Organización explicando el 61.98% de la varianza; (ii) Factor 2, Control Emocional e Inhibición explican el 16.38% de la varianza, y (iii) Factor 3, configurado por la escala clínica Flexibilidad, explica el 12.01% de la varianza.
Tabla 9 Matriz de componentes rotados y varianza explicada (informantes padres)
| Padres | |||
| Escalas clínicas | Componentes | ||
| 1 | 2 | 3 | |
| Memoria de Trabajo | 0.944 | ||
| Planificación y Organización | 0.940 | ||
| Control Emocional | 0.940 | ||
| Inhibición | 0.884 | ||
| Flexibilidad | 0.993 | ||
| Varianza explicada | 61.983% | 16.382% | 12.014% |
Método de extracción: análisis de componentes principales.
Método de rotación: Promax con normalización Kaiser.
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
En la Tabla 10 se presentan las escalas clínicas que se adhieren a cada factor cuando los informantes son los profesores; así, se saturan en: (i) Factor 1, Planificación y Organización y Memoria de Trabajo explicando el 61.62% de la varianza; (ii) Factor 2, Control Emocional e Inhibición explican el 16.77% de la varianza, y (iii) Factor 3, configurado por la escala clínica Flexibilidad, explica el 14.19% de la varianza.
Tabla 10 Matriz de componentes rotados y varianza explicada (informantes profesores)
| Profesores | |||
| Escalas clínicas | Componentes | ||
| 1 | 2 | 3 | |
| Planificación y Organización | 0.955 | ||
| Memoria de Trabajo | 0.950 | ||
| Control Emocional | 0.937 | ||
| Inhibición | 0.847 | ||
| Flexibilidad | 0.958 | ||
| Varianza explicada | 61.622% | 16.777% | 14.197% |
Método de extracción: análisis de componentes principales.
Método de rotación: Promax con normalización Kaiser.
Fuente: BRIEF-P (adaptación española).
En la Figura 2 se muestra el gráfico de sedimentación cuando los informantes son los padres y los profesores.
Discusión y conclusión
El objetivo del presente estudio era analizar las propiedades psicométricas (fiabilidad y validez) del BRIEF-P en la adaptación al español en España.
En relación con la consistencia interna de la prueba, los resultados de fiabilidad de las escalas e índices clínicos del BRIEF-P oscilan entre 0.95 y 0.96. Estos valores según George y Mallery (1995) pueden ser calificados como excelentes. Las escalas e índices clínicos del BRIEF-P en la versión española son, por consiguiente, fiables; existen pequeñas diferencias en las escalas e índices clínicos en función de los informantes. Los índices obtenidos en esta versión adaptada se aproximan a los obtenidos por los autores en la versión original y son equiparables con dicha versión (Gioia, Espy y Isquith, 2003).
Los resultados del análisis factorial exploratorio de los informantes padres y profesores coinciden con los obtenidos en la versión original (Gioia et al., 2003, Skogan et al., 2016), obteniéndose tres factores, siendo Memoria de Trabajo, Flexibilidad e Inhibición dimensiones independientes; Control Emocional es una dimensión que se adscribe a diferentes factores; Planificación y Organización es una dimensión que se integra junto con Memoria de Trabajo. En el caso de los informantes padres explica el 90.37% de la varianza y en el caso de los profesores el 92.6% de la misma. Esta estructura se encuentra en la misma línea que la obtenida por los autores en la versión original y se aproxima a la propuesta por Miyake et al. (2000) e integra los aspectos cálidos del modelo propuesto por Zelazo, Qu y Muller (2004).
Podemos concluir señalando que los resultados obtenidos en la versión española del BRIEF-P son válidos y fiables para la evaluación de las funciones ejecutivas en niños de 2 a 5 años y 11 meses en población normativa española por los padres y maestros, y se encuentran en consonancia con los resultados obtenidos en la versión original.
Finalmente, indicar que BRIEF-P no puede ser utilizado para diagnosticar déficits de manera independiente y/o aislada, siendo necesario incluirlo en un protocolo de evaluación amplio y comprehensivo, siendo un instrumento sensible al desarrollo (de ahí que se incluyan baremos por grupos de edad 2-3 años y 4-5 años).
Como futuras líneas de investigación, nos planteamos profundizar en la validez de criterio del BRIEF-P con la batería de evaluación neuropsicológica infantil Luria Inicial (Manga y Ramos, 2006), y con el Sistema de Evaluación de Niños y Adolescentes (Fernández et al., 2015) reproducir el estudio del análisis de las propiedades psicométricas en muestra clínica y desarrollar el proceso de adaptación del BRIEF-P al euskera en población euskalduna.
