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A.
ORIGINAL
FARRÉ-RIBA, ET AL
Escalas de Conners en la evaluación del trastorno por déficit
de atención con hiperactividad: nuevo estudio factorial
en niños españoles
A. Farré-Riba, J. Narbona a
Resumen. Nuestra versión castellana de las escalas de Conners (para padres y para profesores), de amplia utilización en
la valoración del trastorno por déficit de atención con hiperactividad (TDA-H), se somete a análisis estadístico y de
contenido con el objetivo de estudiar su validez de constructo. Se analizan los resultados obtenidos en las escalas por un
grupo control de 633 niños (edades entre 6 y 8 años) y un grupo clínico de 33 sujetos con TDA-H (edades de 5 a 10 años).
A partir del análisis del contenido, se distribuyen a priori las distintas cuestiones de las escalas en varias áreas, lo que se
somete a análisis factorial; asimismo se estudian la fiabilidad, la validez y la correlación entre escalas. Los resultados
apoyan una alta fiabilidad y validez de la escala para profesores y confirman una distribución de las cuestiones en 3
factores: hiperactividad, déficit de atención y trastorno de conducta. Los ítems referidos a trastornos emocionales no
constituyen un factor coherente. Estas cualidades psicométricas no son compartidas por la versión de la escala para los
padres, cuya fiabilidad es menor, la validez no significativa y la distribución por factores poco consistente. La correlación
entre ambas escalas es también baja. Se propone una forma castellana revisada de la versión para profesores compuesta
por 20 ítems, con carácter experimental; permite valorar separadamente el déficit de atención, la hiperactividad-impulsividad y el trastorno de conducta, en coincidencia con los actuales criterios de la CIE-10 y del DSM-IV [REV NEUROL
1997; 25: 200-204].
Palabras clave. Trastorno por déficit de atención con hiperactividad. Impulsividad. Trastorno de conducta. Evaluación.
Niños españoles. Escalas de conducta de Conners. Análisis factorial. Fiabilidad. Validez.
Summary. The use of Conner’s Rating Scales (CRS) is very extended for the assessment of attention deficit disorder with
hyperactivity (ADD-H). The main objective of this work is to study the validity of construct of CRS from theoretical basis
and data statistical analysis. The study is based on a control group of 633 children and a clinical group of 33 subjects.
We used a Spanish version of the Conner’s Teacher Rating Scale (CTRS) and Conner’s Parents Rating Scale (CPRS) in
both groups. From the analysis of scales contents we attribute the items to several behavioral areas and we performed
a factorial analysis. Studies of reliability, external validity versus clinical criteria, and analysis of correlations between
parents and teachers scales were also performed. Findings from factorial analysis and study of reliability have shown the
questions of CTRS to be clustered in three well-defined and reliable factors: hyperactivity, attention deficit, and conduct
disorder. The questions dealing with emotional disorders are not sufficiently consistent to constitute a separate factor.
CPRS has a lower reliability than CTRS, and its factorial analysis does not allow to consider a factorial distribution. The
validity is high in CTRS and no significative in CPRS. Correlation between scales is also low. As a consequence of these
results we propose a Spanish experimental revised form of the CTRS, with 20 items. This new form can assess separately:
attention deficit, hyperactivity and conduct disorder, according to the current clinical criteria of CIE-10 and DSM-IV
[REV NEUROL 1997; 25: 200-204].
Key words. Attention Deficit-Hyperactivity Disorder. Conduct Disorder. Assessment. Conner’s Teacher and Parents Rating
Scales. Factor analysis. Reliability. Validity. Spanish children.
INTRODUCCIÓN
El trastorno por déficit de atención con hiperactividad (TDAH) se caracteriza por un patrón de conducta con atención lábil,
impulsividad y exceso de actividad no propositiva. Como
patología del desarrollo, se observa típicamente en las edades
preescolar y escolar, si bien recientemente se reconoce también una forma residual en la edad adulta. Durante la infancia
Recibido: 24.07.96. Aceptado: 26.08.96.
Equipo de Asesoramiento Psicopedagógico (EAP). Sant Vicenç dels Horts,
Barcelona. a Unidad de Neuropediatría. Dptos. de Pediatría y de Psicopedagogía. Clínica Universitaria de Navarra. Universidad de Navarra. Pamplona, España.
Correspondencia: Dra. Anna Farré Riba. Marqués de Monistrol, 17 bis, 2º 2ª.
E-08960 Sant Just Desvern, Barcelona.
© 1997, REVISTA DE NEUROLOGÍA
200
frecuentemente se presentan, en forma comórbida con el TDAH, trastornos de conducta, dificultades de aprendizaje, dispraxo-gnosia del desarrollo y trastornos emocionales. La sintomatología puede presentarse en grados y combinaciones
distintos. A partir de esta realidad, en las recientes ediciones
del DSM-IV [1] y de la CIE-10 [2] se distinguen tres formas
clínicas de TDA-H: el tipo combinado (que es, con mucho, el
más común), el tipo con predominio del déficit de atención y
el tipo con predominio de la hiperactividad y la impulsividad.
La hipótesis fisiopatológica de una disfunción frontoestriada
con déficit monoaminérgico se apoya en estudios clínicos de
función ejecutiva, en estudios neurofisiológicos y de neuroimagen funcional, en investigación animal y en la valoración
de la respuesta comportamental a los fármacos agonistas
monoaminérgicos, que suelen ser el tratamiento de elección
junto con las terapias cognitivo-conductuales y con las intervenciones psicopedagógicas [3].
REV NEUROL 1997; 25 (138): 200-204
ESCALAS DE CONNERS
Tabla I. Composición de la muestra.
Grupo control
Tabla II. Análisis factorial EEC (n = 666).
Grupo clínico
n= 633 (6 a 8 años)
n= 33
Niños
Niñas
Niños
Niñas
526
107
Recogida de datos:
Escalas de Conners
Rendimiento
Aptitudes
27
6
Recogida de datos:
Escalas de Conners
Motivos de consulta
Rendimiento académico
CI (Leiter)
Integración perceptiva (Fig. Rey)
Diagnóstico:
DSM-III
La diversidad de síntomas dificulta de manera especial la
evaluación del trastorno, puesto que son muchos los aspectos comportamentales y neurológicos que deben valorarse.
En lo que respecta al perfil de comportamiento del sujeto, es
preciso recabar información desde distintas fuentes. Ningún
instrumento escalar puede sustituir a una buena anamnesis y
a la observación directa del niño; no obstante, las escalas de
conducta disponibles ayudan a sistematizar y a cuantificar
los rasgos; además permiten acceder al medio escolar de una
forma sencilla y bastante fiable. Existen escalas de tipo general; otras están elaboradas para el diagnóstico específico
de determinados trastornos y, por tanto, suponen que el evaluador ha elaborado ya ciertas hipótesis diagnósticas acerca
del sujeto.
Entre estos últimos instrumentos, ciñéndonos a la evaluación del TDA-H, destacan las escalas de conducta de Conners
para profesores y padres [4,5]. Ampliamente utilizadas en
Estados Unidos, en el Reino Unido y en Australia, han sido
objeto de distintos estudios acerca de sus cualidades psicométricas que han dado lugar a sucesivas revisiones y adaptaciones de los cuestionarios en el mundo angloparlante [6-9].
El principal objetivo del presente trabajo es el estudio de
la validez de constructo de las escalas de Conners en versión
española. Con este fin se parte del análisis del contenido de
los cuestionarios y se realiza su estudio factorial, cuyos resultados se complementan con los obtenidos por otras técnicas: estudio de la fiabilidad, de la validez y de la correlación
entre las dos escalas. También se propone, como consecuencia de todo ello, una forma revisada de la escala para profesores en castellano, con nuevos datos normativos en niños
españoles.
MATERIAL Y MÉTODOS
Composición de la muestra
El estudio se realizó sobre 666 sujetos; de ellos, 633 son niños de edades
entre 6 y 8 años, reclutados aleatoriamente en varios colegios de Pamplona;
los 33 sujetos restantes constituyen un grupo clínico reclutado correlativamente en la Unidad de Neuropediatría de la Clínica Universitaria de Navarra (Tabla I). Los sujetos de este grupo clínico tenían edades comprendidas
—= 8) y cumplían los criterios clínicos del DSM-III [10]
entre 5 y 10 años (x
para TDA-H; el 58% de ellos habían repetido curso a causa de problemas
de aprendizaje. Los motivos iniciales de consulta fueron principalmente
problemas de rendimiento escolar (51,5%), seguidos de conducta hiperactiva (48,5%) y de déficit de atención (39,4%). En todos los sujetos se evaluó
el cociente intelectual con el test de Leiter, siendo criterio de inclusión en
el estudio un CI superior a 80; todos los sujetos de ambos grupos tenían un
CI entre 80 y 110, con distribución similar a la de la población general.
REV NEUROL 1997; 25 (138): 200-204
Ítem
Factor I
7.
9.
21.
26.
28.
1.
3.
8.
14.
15.
Se distrae
Está en las nubes
No termina
Inconstante
Aprendizaje
Inquietud mot.
Exige satisf.
Molesta
Intranquilo
Impulsivo
2.
4.
5.
12.
17.
19.
20.
23.
24.
25.
27.
Sonidos...
Arrogante
Mal genio
Discute
Mal aceptado
No reglas
No líder
Niega
No amigos
No coopera
No acepta
6.
10.
11.
16.
Susceptible
Enfadado
Cambios
Exige atenc.
0,685
0,699
Var. Expl.
5,998
%
0,359
Factor II
0,812
0,793
0,821
0,790
0,776
0,547
0,661
0,359
0,608
0,718
0,762
0,637
0,626
0,596
0,680
0,446
0,689
Factor III
Factor IV
0,366
0,852
0,563
0,534
0,817
0,477
0,602
0,516
0,418
0,433
0,579
0,394
0,374
0,618
0,768
37,3
4,734
29,46
0,482
0,555
3,547
1,788
22,1
11,13
Instrumentos de valoración y recogida de datos
En ambos grupos se obtuvieron las respuestas en las escalas de Conners por
parte de padres y profesores. Las escalas de Conners utilizadas son las adaptadas
al castellano por Farré y Narbona en 1989 [11] de las versiones originales, con
28 y 48 cuestiones para la escala escolar (EEC) y familiar (EFC), respectivamente. Las cuestiones hacen referencia a distintos aspectos de la conducta del
sujeto en el ámbito escolar y familiar; el profesor o los padres han de crucear
en el casillero la respuesta cuantificadora que estimen para cada cuestión: nada/
poco/bastante/mucho. Luego el examinador puntúa mediante una plantilla estas cuatro alternativas respectivamente desde 0 a 3; las puntuaciones parciales
son luego sumadas para la escala total y para cada agrupación factorial.
Para estudiar la validez de constructo de la escala española, una vez
reclutados y puntuados todos los cuestionarios, dos evaluadores independientes (AFR y JN) acordaron distribuir a priori las cuestiones en tres áreas con
arreglo a criterios clínicos: 1. Hiperactividad-déficit de atención. 2. Trastorno de conducta. 3. Trastorno emocional. Esta distribución por áreas se sometió seguidamente a análisis factorial.
Tratamiento de datos
Para el análisis factorial se aplicó el programa estadístico BMDP y para el
estudio de la fiabilidad se utilizó el programa específico ITEMAN. Otros
cálculos, como el estudio de la validez, la diferencia de medias, etc., se
realizaron en hojas de cálculo Lotus para PC y Excel para Macintosh. Los
cálculos se realizaron en el Departamento de Metodología de la Facultad de
Psicología de la Universidad de Barcelona.
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Análisis factorial
Se sometieron a un primer análisis factorial las puntuaciones
obtenidas en las escalas de Conners por los 666 sujetos de la
muestra, lo que permitió la eliminación de los ítems de menor
fiabilidad y de menor coherencia con los factores propuestos.
Tras esta primera reducción del número de cuestiones se re-
201
A. FARRÉ-RIBA, ET AL
Tabla III. Análisis factorial EFC (n = 666).
Ítem
9.
10.
25.
31.
37.
1.
4.
11.
13.
Está en las nubes
Dif. aprend.
No acaba
Distrae
Inconstante
Manosea
Impulsivo
Movido
Quieto
2.
3.
5.
14.
15.
17.
19.
20.
21.
22.
Irrespetuoso
Dif. amigos
Controla
Destructor
Mentiroso
Problemas
Niega
Discute
Berrinches
Roba
23.
26.
34.
35.
36.
38.
46.
Desobediente
Susceptible
Desobedece
Pelea
Hermanos
Molesta
Exagerado
7.
12.
24.
30.
33.
41.
42.
43.
Llorón
Miedoso
Preocupado
Inseguro
Cambios
Vientre
Sueño
Otros
Var. Expl.
%
F-I
F-II
F-III
F-IV
F-V
F-VI
F-VII F-VIII
0,708
0,689
0,723
0,837
0,750
0,637
0,559
0,362
0,814
0,799
-0,493
0,360
0,438
0,588
Fiabilidad de las escalas
0,494
0,787
0,447
0,481
0,463
0,688
Se halló el coeficiente alfa de Cronbach como índice de
fiabilidad: α= 0,936 para la EEC y α= 0,894 para la EFC.
Los índices de discriminación de los distintos ítems y factores fueron en general más altos en la EEC que en la EFC.
Los resultados apuntan a una mayor fiabilidad de la versión
escolar.
0,566
0,629
0,626
0,356
0,715
0,357
0,477 0,414
0,576
Correlaciones con otros criterios. Validez convergente
0,568
0,376
Se hallaron las correlaciones entre las puntuaciones en las
escalas y los criterios del DSM-III en el grupo clínico. Existe
correlación alta y significativa con la EEC (r = 0,612) pero no
significativas en la EFC (r = 0,252).
0,435
0,814
0,781
0,355
0,449
0,405 0,491
0,629
Correlación entre las dos escalas
0,607
3,934 3,206 2,69
2,46
21,05 17,15 14,39 13,16
2,017 1,948 1,272 1,163
10,79 10,42
6,81
6,22
pitió el estudio factorial, cuyos resultados se muestran en la
tabla II. En la primera columna de la tabla se hallan ordenados
los ítems (abreviados) según nuestra distribución teórica inicial. El primer grupo corresponde a los ítems de déficit de
atención; el segundo, a los de hiperactividad; el tercero, a los
de trastorno de conducta y el cuarto, a los de trastorno emocional. Ello nos permite observar si se verifican las agrupaciones hipotetizadas.
En la escala de profesores se observa un agrupamiento en
sólo 4 factores y una gran coherencia dentro de cada factor,
lo que coincide en general con la hipótesis propuesta, excepto para los trastornos emocionales y para algún ítem aislado.
Hiperactividad y déficit de atención por sí mismos pueden
formar factores separados, así como trastornos de conducta,
mientras que el área emocional no queda representada consistentemente en ningún factor en esta escala. El estudio de
las posibles consecuencias emocionales del TDA-H se deberá abordar, pues, con otros instrumentos específicos.
En la escala familiar (Tabla III) se observa un factor
compacto: déficit de atención y otro con cierta coherencia:
hiperactividad. El resto de los ítems se distribuye de manera dispersa. En parte, las variaciones de resultados pueden
202
explicarse por la subjetividad de los padres al valorar a sus
hijos, puesto que carecen del criterio comparativo que tiene
el profesor al evaluar a un niño entre un grupo de iguales.
Además, el análisis teórico de esta escala de padres también
indica que el tipo de cuestiones es mucho más disperso y, en
ocasiones, las expresiones utilizadas son ambiguas. Por todo
ello, la escala familiar posee un valor mucho más limitado
que la de profesores y, de hecho, ha sido poco utilizada en
los trabajos de la literatura. Puesto que generalmente podemos acceder a los padres directamente, el uso de escalas no
es tan necesario como lo es cuando se trata de extraer información de la escuela.
Se halló una baja correlación entre las puntuaciones globales
de una y otra escala (r = 0,380), aunque significativa (0,001).
Los valores de las correlaciones por factores fueron muy
similares, y especialmente bajos en el factor emocional. Los
datos son similares a los de otros estudios [12,13] y confirman la diferencia entre las dos escalas.
Elaboración de una escala escolar revisada
Los resultados de estos análisis llevan a tomar dos importantes
decisiones:
– Adoptar como única versión de las escalas la EEC,
puesto que sus cualidades psicométricas son mejores y más
estudiadas que las de la EFC. La agrupación por factores
está más definida en la EEC, su fiabilidad es mayor y la
correlación con los criterios clínicos del DSM-III es también mucho más alta. En el caso de utilizar la EFC deberá
ser con precaución y siempre contrastando la información
con la de otras fuentes.
– La EEC puede quedar reducida a 20 ítems, eliminando
los del área emocional y aquellos otros que carecen de fiabilidad y/o de correlación con su factor y con el cuestionario en
general.
Valorar los resultados de la escala de manera global puede
conllevar cierto riesgo de obtener una puntuación muy alta
REV NEUROL 1997; 25 (138): 200-204
ESCALAS DE CONNERS
Tabla IV. Coeficientes de fiabilidad.
Hiperact.
Déficit de
atención
Nº ítems
5
5
Alpha
0,849
0,898
Escala
Tabla VI. Validez convergente escala escolar de Conners-R/ DSM-III.
H-DA
Trastornos
de conducta
10
Global
10
0,874
20
0,899
0,929
Escala
Correlación
Global (20 ítems)
0,6779
Hiperactividad-déficit
de atención (10 ítems)
0,6761
Escala escolar de Conners-revisada.
Tabla V. Escala escolar de Conners-revisada. Responda a cada cuestión con una cruz (x) valorando el grado en que el alumno presenta cada
una de las conductas descritas.
N
P
B
M
1. Tiene excesiva inquietud motora
2. Tiene dificultades de aprendizaje escolar
3. Molesta frecuentemente a los niños
Tabla VII. Escala escolar de Conners-revisada. Medias, desviaciones
y puntos de corte.
Escala
Hiperact.
Déficit de
atención
H-DA
Trastornos
de conducta
EEC-R
Global
Media
4,41
4,15
8,56
4,41
12,97
Desv. T.
3,11
3,51
5,42
4,43
9,15
Punto de
corte
10
10
18
11
30
4. Se distrae fácilmente, escasa atención
5. Exige inmediata satisfacción
a sus demandas
6. Tiene dificultad
para las actividades cooperativas
7. Está en las nubes, ensimismado
8. Deja por terminar la tarea que empieza
9. Es mal aceptado en el grupo
10. Niega sus errores y echa la culpa a otros
11. Emite sonidos de calidad
y en situación inapropiada
12. Se comporta con arrogancia,
es irrespetuoso
13. Intranquilo, siempre en movimiento
14. Discute y pelea por cualquier cosa
15. Tiene explosiones impredecibles
de mal genio
16. Le falta el sentido de la regla,
de ‘juego limpio’
17. Es impulsivo e irritable
18. Se lleva mal con la mayoría
de sus compañeros
19. Sus esfuerzos se frustran
fácilmente, es inconstante
20. Acepta mal las indicaciones del profesor
N: nada. P: poco. B: bastante. M: mucho.
que incline hacia el diagnóstico de TDA-H cuando, en realidad, el peso principal de la puntuación puede proceder de una
única área alterada [12,13]. Para evitar este sesgo y para lograr una mayor especificidad es necesario evaluar cada área
como una subescala, de manera que sea posible diferenciar si
la mayor parte del cuadro clínico está relacionada con los
síntomas centrales del TDA-H (hiperactividad y déficit de
atención) o se caracteriza más bien por un trastorno de con-
REV NEUROL 1997; 25 (138): 200-204
ducta de tipo disocial. Y todavía más, es posible distinguir el
TDA-H predominantemente hiperactivo-impulsivo del TDAH predominantemente con déficit de atención, según los más
recientes criterios del DSM-IV [1] y de la CIE-10 [2], lo que
nos parece una de las más interesantes cualidades de esta
forma revisada de la escala.
A partir de estas consideraciones proponemos, con carácter experimental para el medio castellano-parlante, la escala
escolar de Conners-revisada (EEC-R), de 20 ítems, con dos
subescalas de 10 ítems cada una: 1. Hiperactividad-déficit de
atención. 2. Trastorno de conducta. A su vez, la primera subescala se compone de dos apartados con 5 ítems cada uno:
hiperactividad y déficit de atención (Tabla V).
En la tabla IV se presentan los coeficientes de fiabilidad
de la EEC-R. No obstante el bajo número de ítems, los coeficientes se hallan en valores en torno a 0,90. Estudios con las
Iowa Conners Teacher’s Rating Scale, abreviadas a 10 ítems,
5 para hiperactividad-inatención y 5 para trastorno de conducta, presentaron coeficientes alfa de 0,89 y 0,92, respectivamente [14,15]. Halperin et al [16] completan el estudio de
estas escalas validando la distinción entre trastorno hiperactivo, trastorno de conducta y trastorno mixto hiperactivo/
agresivo; para ello se basan en las citadas escalas de Iowa
contrastándolas con otras medidas de evaluación de cada uno
de los trastornos.
Respecto a la validez convergente de la EEC-R, se utilizó
el mismo criterio externo que en las anteriores versiones estudiadas. Se hallaron las correlaciones entre la escala escolar
de Conners-revisada y los criterios del DSM-III. Los resultados se expresan en la tabla VI: existe prácticamente la misma
correlación entre la puntuación en el DSM-III y la escala
global (de 20 ítems) que entre la puntuación en el DSM-III y
la subescala de hiperactividad-déficit de atención. Puesto que
dentro del TDA-H no se contemplan los trastornos de conducta en la clasificación, el DSM-III no consideró conveniente hallar la correlación con esta subescala.
Se realizaron los baremos de la EEC-R y de las subescalas, expresando la correspondencia de las puntuaciones
en centiles porque, debido a la falta de normalidad de la
distribución, otro tipo de puntuaciones carecería de valor
comparativo. Para la valoración de la escala es mejor esta-
203
A. FARRÉ-RIBA, ET AL
blecer un punto de corte, basado en criterios estadísticos y
epidemiológicos, que ayude al evaluador a tomar decisiones acerca del diagnóstico. Siempre teniendo presente que
éste no será el único criterio a partir del cual se elaborará el
diagnóstico.
Las medias y las desviaciones típicas nos sirven para
establecer el punto de corte para cada subescala (Tabla VII).
Por último, la tabla V representa un modelo de la nueva
escala que se propone. Los ítems de las distintas áreas se
han mezclado entre ellos para que funcionen como distractores. Se ha cambiado la redacción original de algunas cuestiones que, por su sintaxis negativa, podían originar dudas
en la respuesta. Debido a la dificultad de presentar aquí las
plantillas de puntuación para cada área, se enumeran los
ítems correspondientes a cada factor del cuestionario EECR. El profesor responderá marcando el espacio consignado,
y el evaluador dará valor numérico de 0 a 3 a cada ítem. La
suma de cada factor o, en su caso, los sumatorios de varios
factores, se contrastarán con los puntos de corte establecidos en la tabla VII.
– Hiperactividad: cuestiones nº 1, 3, 5, 13 y 17.
– Déficit de atención: cuestiones nº 2, 4, 7, 8 y 19.
– Trastorno de conducta: cuestiones nº 6, 9, 10, 11, 12, 14,
15, 16, 18 y 20.
CONCLUSIONES
Con el presente estudio se ha validado el constructo de la
escala escolar de Conners en versión castellana, tanto desde
el punto de vista psicométrico (fiabilidad, validez y análisis
factorial) como de contenido teórico. La nueva escala revisada que se propone está adaptada a la población española,
es de más fácil manejo y presenta como principal cualidad
la posibilidad de evaluar cada agrupación de rasgos comportamentales por separado, atendiendo a la propuesta de la
CIE-10 y del DSM-IV. Se destaca la utilidad de la escala en
el proceso diagnóstico y se apunta también a su posible uso
a lo largo del tratamiento, con el fin de medir los cambios en
cada paciente bajo la intervención.
BIBLIOGRAFÍA
1. American Psychiatric Association. DSM-IV Diagnostic and statistical
manual of mental disorders. 4 ed. Washington: APA, 1994. Versión
castellana: DSM-IV manual diagnóstico y estadístico de los trastornos
mentales. 4 ed. Barcelona: Masson, 1995.
2. World Health Organization. ICD-10 International Classification of
Diseases. 10 ed. Geneva: WHO, 1992. Versión castellana: CIE-10
Clasificación Internacional de Enfermedades. 10 ed. Madrid: Meditor,
1992.
3. Narbona J, Artieda J. Effet du méthylphénidate sur la composante P300 des potentiels évoqués tardifs dans le déficit d’attention. ANAE
1994; 6: 189-192.
4. Conners CK. A teacher rating scale for use in drug studies with children.
Am J Psychiatry 1969; 126: 884-888.
5. Conners CK. Rating scales for use in drug studies with children.
Psychopharmacol Bull 1973; 9 (Special issue): 24-84.
6. Werry JS, Sprague RL, Cohen MN. Conners Teacher Rating Scale for
use in drug studies with children. An Empirical Study. J Abnorm Child
Psychol 1975; 3: 217-229.
7. Trites RL, Blowin AG, Laprade K. Factor analysis of the Conners
Teacher Rating Scale based on a large normative sample. J Consul Clin
Psychol 1980; 98: 615-623.
8. Glow RA, Glow PH, Rump EE. The stability of Child Behavior Disorders.
204
A one year test-retest study of Adelaide Versions of the Conners Teacher
and Parent Rating Scales. J Abnorm Child Psychol 1982; 10: 33-60.
9. Taylor EO, Sandberg S. Hyperactive behaviour in English school children:
a questionnaire survey. J Abnorm Child Psychol 1984; 12: 143-156.
10. American Psychiatric Association. DSM-III Diagnostic and statistical
manual of mental disorders. 3 ed. Washington: APA, 1980.
11. Farré A, Narbona J. Índice de hiperquinesia y rendimiento escolar:
validación del cuestionario de Conners en nuestro medio. Acta Pediátrica
Esp 1989; 47: 103-109.
12. Goyette CH, Conners CK, Ulrich RF. Normative data in revised Conners Parent and Teacher Rating Scales. J Abnorm Child Psychol 1978;
6: 221-236.
13. Zentall SS. Context effects in the behavioral ratings of hyperactivity. J
Abnorm Child Psychol 1984; 12: 345-352.
14. Loney J, Milich R. Hyperactivity, agression and inattention in clinical
practice. Advances in developmental and behavioral pediatrics 1982;
2: 113-147.
15. Pelham WE, Milich R, Murphy DA, Murphy HA. Normative data on the
Iowa Conners Teacher Rating Scale. J Clin Child Ps 1989; 18: 259-62.
16. Halperin JM, Gittelman R, Klein DF. Validation of hyperactivity,
agressive and mixed hyperactive/agressive childhood disorders: a
research note. J Child Psychol Psychiatry 1990; 31: 455-459.
REV NEUROL 1997; 25 (138): 200-204