Analizar los factores socioeconómicos y de salud asociados a la salud mental infantil en una muestra representativa de población de 4–14 años de edad de Cataluña.
MétodosLos datos provienen de la submuestra infantil de la Encuesta de Salud de Cataluña 2006 (n=1.821). La madre, el padre o la persona encargada del menor respondió el cuestionario de salud mental infantil Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ). Se analizaron las puntuaciones de cada dimensión del SDQ y las dificultades totales según los factores socioeconómicos y de salud del niño/a. Se ajustaron modelos de regresión lineal múltiple.
ResultadosEn general, pertenecer a una familia de clase social desfavorecida, monoparental, con nivel de estudios de la madre menor que universitario y declarar problemas de salud fueron los factores asociados a una peor salud mental infantil en la mayoría de las dimensiones del SDQ. Los factores asociados a las dificultades totales fueron ser chica (coeficiente β: −1,6), pertenecer a las clases sociales menos favorecidas (grupo iv–v: 1,6), con menor nivel de estudios materno (nivel de estudios primario o menos: 1,2), pertenecer a una familia monoparental (1,5) y declarar más problemas de salud (3 o más problemas: 3,9).
ConclusionesLos niños y las niñas de familias con nivel socioeconómico menos favorecido y de familias monoparentales se encuentran a riesgo de presentar peor salud mental. El estudio aporta información útil para la monitorización y el abordaje de los problemas de salud mental infantil.
To analyse socio-economic and health status factors associated with poor mental health in a representative sample of children 4 to 14 years old in Catalonia.
MethodsThe data comes from a subsample of the Catalan Health Interview Survey 2006 (CHIS) (n=1821). Proxy-respondents, mainly mothers, answered the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ). The SDQ dimension scores and the Total difficulties score were analysed by socio-demographics and health status factors. Multivariate linear regression models were fitted to analyse the influence of socio-economic and health status factors on mental health.
ResultsIn general, being in a disadvantaged family, single-parent families, a family whose mother had lower level of education, and those children reporting physical health problems, have been factors associated with worse child mental health in most of SDQ dimension scores. Factors associated with Total difficulties were, being a girl (beta coefficient: −1.6), from disadvantaged social classes (group IV–V: 1.6), at lower level of maternal education (mother's educational primary level or less: 1.2), being in a single-parent family (1.5), and reporting health problems (3 or more health problems: 3.9).
ConclusionsChildren from disadvantaged families, and single-parent families are at higher risk of worse mental health than their counterparts in the advantaged groups. The study contributes to collecting information for monitoring and approaching mental health in children.
Los problemas de salud mental infantil comportan una carga importante de enfermedad e impacto en el funcionamiento cotidiano y en la calidad de vida del niño/a1. Por este motivo, así como por la interferencia en la vida familiar y social, y los costes económicos que conlleva, el estudio de la salud mental infantil es un tema prioritario en la salud pública, la política sanitaria y la práctica clínica pediátrica. Sin embargo, existen dificultades para determinar la magnitud del problema, debido en parte a los criterios de clasificación de los problemas de salud mental y a los instrumentos de medida utilizados, a los criterios de selección de los participantes en los estudios epidemiológicos y al ámbito donde se lleva a cabo el estudio2.
Los estudios comunitarios requieren el uso de instrumentos de cribado o que midan los aspectos de la salud mental relevantes en la infancia, y que presenten coeficientes de fiabilidad y validez aceptables respecto del patrón de referencia con el que se analizan. La mayoría de los estudios llevados a cabo se basan en los criterios del Diagnostic and Statistical Manual for Mental Disorders IV3. El instrumento de medida de salud mental en la infancia que ha recibido más atención en los últimos años es el Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ, ‘Cuestionario de Cualidades y Dificultades’), desarrollado en el Reino Unido4, que presenta aceptables coeficientes de fiabilidad y validez y se ha adaptado a múltiples idiomas y contextos, incluido España5.
Diversos estudios que han utilizado el SDQ u otros instrumentos han presentado resultados variables en cuanto al riesgo de presentar problemas psiquiátricos y a los factores asociados a estos problemas. Se ha establecido una aparente tendencia al aumento en la psicopatología infantil y adolescente en los países desarrollados, aunque esta afirmación no se ha demostrado con datos. Un estudio internacional en 24 países mostró que las chicas presentan mayor prevalencia de problemas de internalización, mientras que los chicos presentan una proporción más elevada de problemas de externalización6. En el Reino Unido, un estudio llevado a cabo a finales de la década de 1990 encontró que alrededor del 10% de la población infantil presentaba algún problema psiquiátrico7, y otro estudio en el mismo país a partir de 2 encuestas llevadas a cabo en 1999 y en 2004 encontró resultados similares en ambas encuestas y una cierta tendencia a la disminución (mejoría) en la segunda administración8. Una revisión sistemática de los estudios llevados a cabo en Alemania encontró una prevalencia media de riesgo de presentar problemas psiquiátricos del 18%9.
Por otra parte, el nivel socioeconómico y el entorno familiar son factores asociados a la salud mental infantil10–12. Los niños y las niñas de familias menos favorecidas, con ambiente familiar desestructurado, presentaron mayor probabilidad de tener problemas de salud mental que sus pares de familias más favorecidas en un estudio internacional de 12 países13. Sin embargo, pocos estudios han analizado el papel de los factores socioeconómicos familiares como potenciales factores determinantes de la salud mental infantil. En la literatura científica prevalece la causa genética o neurobiológica como sustrato etiológico único en la mayoría de los trastornos graves y frecuentes.
La Encuesta de Salud de Cataluña (ESCA)14 es una de las principales fuentes de información para elaborar políticas de salud adecuadas a las necesidades de la población explicitadas en el Pla de Salut de Catalunya. En la edición del año 2006 por primera vez se elaboró un cuestionario específico para la población infantil que incluía los instrumentos de análisis adecuados a estas edades, en concreto el SDQ, hecho que ha permitido estudiar la salud mental infantil en Cataluña.
El objetivo de este estudio fue analizar los factores individuales, sociodemográficos y familiares asociados a la salud mental infantil en una muestra representativa de la población de 4–14 años de edad de Cataluña.
MétodosSelección de la muestra de la Encuesta de Salud de Cataluña infantilLos datos del estudio provienen de la ESCA 2006 del Departament de Salut de la Generalitat de Catalunya y de l’Agència de Salut Pública de Barcelona14,15. La selección de la muestra se realizó mediante un muestreo estratificado polietápico representativo por sexo, grupo de edad y tamaño del municipio para cada uno de los Gobiernos Territoriales de Salud (GTS) de Cataluña de la población no institucionalizada.
En la primera fase se estableció el tamaño muestral, que fue calculado para obtener las estimaciones con un margen de error±del 5% y un nivel de confianza del 95% (n=18.126 para el total de la muestra y n=2.200 para los ≤14 años), y se estratificó la muestra en municipios, teniendo en cuenta el tamaño de estos con el objetivo de que todos los estratos poblacionales estuvieran representados adecuadamente. Los municipios se seleccionaron de manera proporcional y se efectuó un mínimo de 20 entrevistas por municipio. En la siguiente etapa se seleccionaron los individuos por entrevistar mediante un proceso de extracción aleatorizada simple del Registro de la Población de Cataluña, con un control aleatorizado para garantizar que la estructura por sexo y grupo de edad de la población fuera representativa de la población de Cataluña. La muestra de los ≤14 años fue proporcional al tamaño de la muestra general de la ESCA en todos los municipios y los GTS.
En noviembre y en diciembre de 2005 se efectuó una prueba piloto que incluyó un 18% de cuestionarios a menores. El trabajo de campo se llevó a cabo entre diciembre de 2005 y julio de 2006 en los domicilios de las personas seleccionadas. El 65% de los entrevistados fueron los titulares seleccionados en primer lugar y un 22% de los primeros sustitutos contestaron las encuestas, coincidentes en características de sexo, edad, estrato poblacional y GTS, con lo que se mantuvo la representatividad de la muestra para estas variables. Los motivos de sustitución fueron cambios de domicilio, dirección incorrecta o ausencia prolongada (23%), no localizable o inaccesible (5%) y negativa a participar (7%).
Procedimientos de administraciónSe administró el cuestionario infantil de la ESCA a los padres, a las madres, a los tutores o a las personas encargadas de los menores seleccionados para la entrevista en el domicilio de las personas entrevistadas. Las entrevistas se realizaron en la lengua escogida por la persona entrevistada (catalán/castellano). En todos los casos se utilizó la entrevista personal con un cuestionario estructurado asistido por ordenador (CAPI). La duración media de la entrevista fue de 37min.
Variables analizadasLa salud mental se recogió a partir del SDQ, que es un cuestionario de 25 ítems que detecta probables casos de trastorno mental y del comportamiento en niños de 4–16 años. El SDQ incluye 5 escalas de 5 ítems cada una. Cuatro de estas escalas (síntomas emocionales, problemas de conducta, hiperactividad y problemas con los compañeros) miden aspectos negativos de la salud mental, mientras que la escala de conducta prosocial mide comportamientos positivos. Cada ítem presenta 3 categorías de respuesta (no es cierto, es cierto a medias y absolutamente cierto). Cada una de las 5 escalas se puntúa entre 0–10. Es posible obtener puntuaciones para cada escala y al sumar la puntuación de 4 de las escalas (síntomas emocionales, problemas de conducta, hiperactividad y problemas con los compañeros) se obtiene la escala total de dificultades que se puntúa entre 0–4016. Una puntuación más elevada significa peor salud mental, excepto en la escala prosocial, que es a la inversa. En el estudio presente se administró la versión de padres del SDQ en los menores de 4–14 años de la muestra.
Las variables analizadas fueron el sexo; la edad (analizada en 3 categorías: 4–7; 8–11 y 12–14 años de edad); la clase social ocupacional más elevada de la familia, recogida y analizada de acuerdo a la propuesta de la Sociedad Española de Epidemiología17,18 (categorizada en 3 grupos: grupo i-ii el más favorecido, grupo iii y grupo iv-v, el menos favorecido); el nivel de estudios de la madre (recodificado en 3 categorías: nivel de estudios primario o menos, secundario y universitario); el tipo de familia (analizado en 2 categorías: familias biparentales y monoparentales), y los problemas de salud declarados, a partir de un listado de problemas frecuentes en la infancia (alergias crónicas, asma, bronquitis crónica o de repetición, estreñimiento crónico, otitis, infecciones urinarias de repetición, retardo de crecimiento, malformación congénita, tumor maligno, enuresis, diabetes, convulsiones febriles, epilepsia u otros problemas crónicos de salud) categorizados en 3 grupos: ningún trastorno, 1 o 2 trastornos, y 3 o más trastornos declarados.
Análisis estadísticoSe compararon las puntuaciones medias de cada dimensión del SDQ y del total de las dificultades según la edad, el sexo y el tipo de familia mediante el test de la t de Student. La comparación de las puntuaciones medias de las dimensiones del SDQ y del total de las dificultades según la clase social, el nivel de estudios materno y los problemas de salud declarados se llevaron a cabo mediante el test ANOVA. Se computaron los intervalos de confianza del 95% (IC95%) para cada una de las categorías de las variables analizadas. Se ajustaron modelos de regresión lineal múltiple para analizar la influencia de las características individuales y familiares en la salud mental infantil. Los análisis multivariados se llevaron a cabo para toda la muestra y se estratificaron por sexo. De acuerdo a la revisión previa de la literatura médica se esperaba que las niñas obtuviesen peor puntuación que los niños en la dimensión de problemas emocionales y mejor puntuación en las dimensiones de hiperactividad, conducta prosocial y dificultades totales. Asimismo, se esperaba que los niños/as de nivel socioeconómico más desfavorecido puntuaran peor en todas las dimensiones del SDQ.
ResultadosEn los análisis se incluyó un total de 1.821 niños y niñas de 4–14 años de edad. En la tabla 1 se presenta la distribución de la muestra según las características socioeconómicas y de salud. El porcentaje de niños de la muestra fue del 51,6%; el 36,9% tenía 4–7 años de edad; el 22,1% pertenecía a las clases sociales más favorecidas (I–II) y el 21,9% de las madres tenía nivel de estudios universitarios. Las familias monoparentales fueron el 9,7% y el 10,9% declaró tener 3 o más problemas de salud. El informador fue la madre en el 74,1% de los casos.
Distribución de la muestra de los participantes en el estudio (n=1.821). Encuesta de Salud de Cataluña infantil 2006
| n | % | |
| Sexo | ||
| Niña | 881 | 48,4 |
| Edad, años | ||
| 4–7 | 672 | 36,9 |
| 8–11 | 639 | 36,1 |
| 12–14 | 510 | 28,0 |
| Clase social familiar | ||
| Grupo I–II | 419 | 22,1 |
| Grupo III | 520 | 55,9 |
| Grupo IV–V | 882 | 48,4 |
| Nivel de estudios de la madre | ||
| Primarios o sin estudios | 402 | 22,1 |
| Secundarios | 1.015 | 55,9 |
| Universitarios | 398 | 21,9 |
| Tipo de familia | ||
| Monoparental | 176 | 9,7 |
| Problemas de salud declarados | ||
| Ninguno | 891 | 48,9 |
| 1 o 2 | 732 | 40,2 |
| 3 o más | 198 | 10,9 |
Valores perdidos: nivel de estudios(6).
En la tabla 2 se presentan los resultados de las puntuaciones medias del SDQ según los factores analizados. Las niñas presentaron mejores puntuaciones en problemas de conducta (media=1,23; IC95%:1,13–1,32 versus 1,44; 1,34–1,54 en los chicos; p<0,05) y en conducta prosocial (media=8,88; IC95%: 8,78–8,97 versus 8,59; 8,48–8,69 en los chicos; p<0,05). En general, los de menor edad puntuaron peor en hiperactividad y puntuaron mejor en síntomas emocionales y en conducta prosocial. Los menores de clase social i–ii presentaron mejores puntuaciones en todas la dimensiones del SDQ, excepto en problemas con los compañeros y conducta prosocial, en relación con el resto de las clases sociales; en el total de dificultades se observó un gradiente entre los grupos más favorecidos y los menos favorecidos (6,3; IC95%=5,86–6,74 en los menores de clase social i–ii, 7,77; IC95%=7,33–8,21 en los niños/as de clase social iii y 8,57; IC95%=8,22–8,93 en los de clase social iv–v; p<0,001). Los niños/as de madres con nivel universitario presentaron mejor puntuación en todas las dimensiones con respecto a los niños/as de familias del resto de niveles de estudio (todas las diferencias fueron estadísticamente significativas; p<0,05). Los menores de familias monoparentales presentaron peores puntuaciones que los de familia biparental en todas las dimensiones, excepto en problemas con los compañeros.
Puntuaciones medias del Strengths and Difficulties Questionnaire (e intervalo de confianza del 95%) según las variables sociodemográficas y psicosociales
| Síntomas emocionales | p | Problemas de conducta | p | Hiperactividad | p | Problemas con los compañeros | p | Conducta prosocial | p | Total de dificultades | p | |
| Total | 1,68 (1,59–0,76) | 1,34 (1,27–0,41) | 3,49 (3,38–0,61) | 1,29 (1,23–0,36) | 8,73 (8,66–0,80) | 7,82 (7,58–0,06) | ||||||
| Sexo | ||||||||||||
| Niño | 1,63 (1,51–0,74) | 0,1 | 1,44 (1,34–0,54) | 0,006 | 3,79 (3,63–0,95) | 0,09 | 1,34 (1,25–0,43) | 0,19 | 8,59 (8,49–0,69) | 0,001 | 8,21 (7,87–0,55) | 0,19 |
| Niña | 1,73 (1,60–0,85) | 1,23 (1,13–0,32) | 3,18 (3,02–0,34) | (1,16–1,34) | 8,88 (8,79–0,97) | 7,4 (7,06–7,74) | ||||||
| Edad, años | ||||||||||||
| 4–7 | 1,44 (1,31–0,56) | 1,39 (1,28–0,51) | 3,68 (3,54–0,81) | 1,25 (1,15–0,34) | 8,65 (8,54–0,77) | 7,77 (7,42–0,12) | ||||||
| 8–11 | 1,88 (1,73–2,03) | <0,001 | 1,35 (1,23–0,46) | 0,29 | 3,51 (3,36–0,66) | 0,01 | 1,33 (1,22–0,44) | 0,53 | 8,86 (8,75–0,97) | 0,02 | 8,07 (7,63–0,51) | 0,25 |
| 12–14 | 1,73 (1,57–0,91) | 1,26 (1,13–0,39) | 3,24 (3,08–0,4) | 1,31 (1,19–0,44) | 8,66 (8,53–0,8) | 7,56 (7,09–0,04) | ||||||
| Clase social familiar | ||||||||||||
| I–II | 1,44 (1,27–0,61) | 1,03 (0,91–0,15) | 2,76 (2,54–0,98) | 1,06 (0,94–0,18) | 8,67 (8,53–0,81) | 6,3 (5,86–0,74) | ||||||
| III | 1,62 (1,47–0,77) | 0,002 | 1,33 (1,2–0,46) | <0,001 | 3,57 (3,35–0,79) | <0,001 | 1,24 (1,13–0,35) | <0,001 | 8,84 (8,51–0,78) | 0,09 | 7,77 (7,33–8,21) | <0,001 |
| IV–V | 1,82 (1,69–0,95) | 1,49 (1,39–0,59) | 3,8 (3,64–0,97) | 1,44 (1,34–0,54) | 8,81 (8,71–0,9) | 8,57 (8,22–0,93) | ||||||
| Nivel de estudios de la madre | ||||||||||||
| ≤Primario | 1,8 (1,61–0,99) | 1,4 (1,25–0,54) | 3,87 (3,65–0,09) | 1,4 (1,27–0,54) | 8,79 (8,64–0,94) | 8,49 (8,0–0,97) | ||||||
| Secundario | 1,8 (1,68–0,93) | <0,001 | 1,42 (1,34–0,55) | <0,001 | 3,63 (3,51–0,86) | <0,001 | 1,42 (1,32–0,51) | <0,001 | 8,78 (8,65–0,86) | 0,01 | 8,36 (7,99–0,73) | <0,001 |
| Universitario | 1,4 (1,26–0,54) | 1,08 (1,03–0,25) | 2,94 (2,74–0,13) | 1,03 (0,94–0,15) | 8,65 (8,52–0,77) | 6,53 (6,14–0,93) | ||||||
| Tipo de familia | ||||||||||||
| Biparental | 1,63 (1,55–0,72) | 0,04 | 1,3 (1,23–0,37) | 0,01 | 3,45 (3,33–0,57) | 0,01 | 1,27 (1,21–0,34) | 0,07 | 8,76 (8,69–0,83) | 0,01 | 7,67 (7,43–0,92) | 0,02 |
| Monoparental | 2,06 (1,72–0,39) | 1,7 (1,43–0,97) | 3,92 (3,56–0,28) | 1,47 (1,27–0,67 | 8,46 (8,21–8,7) | 9,16 (8,2–0,0) | ||||||
| Problemas de salud declarados | ||||||||||||
| Ninguno | 1,3 (1,2–0,41) | 1,12 (1,04–0,2) | 3,11 (2,96–0,26) | 1,17 (1,09–1,26) | 8,7 (8,61–0,8) | 6,73 (6,44–0,02) | ||||||
| 1 o 2 | 1,89 (1,75–0,03) | <0,001 | 1,44 (1,33–0,55) | <0,001 | 3,67 (3,35–0,79) | <0,001 | 1,29 (1,19–1,39) | <0,001 | 8,85 (8,74–0,95) | 0,001 | 8,31 (7,92–0,7) | <0,001 |
| 3 o más | 2,55 (2,22–0,88) | 1,95 (1,67–0,23) | 4,56 (4,17–0,96) | 1,84 (1,61-2,06) | 8,38 (8,13–0,65) | 10,9(10,0–1,8) | ||||||
Las diferencias estadísticamente significativas (p<0,05) en las comparaciones de medias y en las pruebas posthoc se muestran en cursiva.
En el análisis multivariado destacan los factores asociados a la hiperactividad (tabla 3): ser chica (coeficiente β=−0,57), tener menos edad (−0,26 en los de 8-11 años y −0,52 en los de 12–14 años en relación con los más pequeños), pertenecer a la clase social menos favorecida (grupo iii=0,52 y grupo iv–v=0,75), con menor nivel de estudios materno (primario o menos=0,66 y secundario=0,47), pertenecer a una familia monoparental (0,46) y declarar problemas de salud (1–2 problemas=0,53; 3 o más problemas=1,3). En general, pertenecer a una familia de clase social más desfavorecida, monoparental, con nivel de estudios de la madre menor que universitario y declarar problemas de salud se han asociado a una peor salud mental infantil, tanto en las dificultades totales como en las dimensiones síntomas emocionales y problemas con los compañeros.
Modelos de regresión del Strengths and Difficulties Questionnaire. Salud mental infantil en la Encuesta de Salud de Cataluña 2006
| Factores estudiados (categoría de referencia) | Coeficiente β (error estándar) | |||||
| Síntomas emocionales | Problemas de conducta | Hiperactividad | Problemas con los compañeros | Conducta prosocial | Total de dificultades | |
| Sexo (niño) | ||||||
| Niña | 0,15 (0,8) | −0,18 (0,06) | −0,57 (0,11) | –0,08 (0,06) | 0,28 (0,07) | −0,6 (0,2) |
| Edad (4–7 años) | ||||||
| 8–11 años | 0,36 (0,1) | −0,09 (0,08) | −0,26 (0,13) | 0,04 (0,07) | 0,19 (0,08) | 0,05 (0,2) |
| 12–14 años | 0,23 (0,1) | −0,16 (0,08) | −0,52 (0,14) | 0,03 (0,08) | −0,01 (0,08) | −0,41 (0,29) |
| Clase social familiar (i–ii) | ||||||
| III | −0,01 (0,12) | 0,18 (0,1) | 0,52 (0,16) | 0,04 (0,09) | −0,03 (0,1) | 0,75 (0,34) |
| IV–V | 0,24 (0,11) | 0,38(0,09) | 0,75(0,15) | 0,25(0,08) | 0,08 (0,09) | 1,6 (0,3) |
| Nivel de estudios de la madre (universitario) | ||||||
| Primario o menos | 0,23 (0,12) | 0,09 (0,1) | 0,66 (0,17) | 0,23(0,09) | 0,1 (0,1) | 1,23 (0,35) |
| Secundario | 0,26 (0,1) | 0,15 (0,08) | 0,47 (0,14) | 0,26(0,07) | 0,1 (0,08) | 1,16 (0,29) |
| Tipo de familia (biparental) | ||||||
| Monoparental | 0,45 (0,14) | 0,39(0,11) | 0,46(0,19) | 0,21(0,11) | –0,25 (0,12) | 1,5(0,4) |
| Problemas de salud declarados (ninguno) | ||||||
| 1 o 2 | 0,56 (0,09) | 0,31(0,07) | 0,53(0,12) | 0,09 (0,06) | 0,15 (0,07) | 1,5(0,24) |
| 3 o más | 1,19 (0,14) | 0,78 (0,11) | 1,3(0,19) | 0,61(0,1) | −0,29 (0,11) | 3,9(0,39) |
| Constante | 0,11 (0,23) | 0,71 (0,18) | 2,8(0,31) | 0,73(0,17) | 8,3(0,19) | 4,4(0,64) |
Los coeficientes con significación estadística (p<0,05) se muestran en cursiva. A mayor puntuación peor salud mental, excepto en la conducta prosocial.
El presente estudio se trata de uno de los primeros estudios sobre salud mental infantil de base poblacional en Cataluña y el Estado español y muestra la existencia de desigualdades sociales en la salud mental infantil en una muestra representativa de la población infantil de Cataluña de 4–14 años de edad. Los niños y las niñas de familias con nivel socioeconómico más desfavorecido y los de familias monoparentales se encuentran en riesgo de presentar peor salud mental en la puntuación total y en la mayoría de las dimensiones del SDQ que sus pares de familias más favorecidas.
En la interpretación de los resultados se deben tener en cuenta las limitaciones del estudio. Si bien el SDQ es un instrumento ampliamente utilizado en estudios epidemiológicos y en encuestas de salud, al ser un instrumento de cribado para estudios poblacionales, no permite obtener diagnósticos clínicos psiquiátricos. En estudios llevados a cabo en Reino Unido, las versiones autoadministrada para padres y para profesionales sanitarios presentaron un rendimiento variable en el que se comparan los resultados con una entrevista psiquiátrica estructurada19. Además, como cualquier instrumento de medida presenta unos coeficientes de validez y de fiabilidad determinados. El cuestionario ha presentado aceptables propiedades psicométricas en la muestra de la ESCA, la fiabilidad medida con el α de Cronbach fue superior a 0,7 (mínimo estándar) en 3 de las 4 dimensiones y en las dificultades totales, un análisis de componentes principales ha replicado las características del instrumento original con aceptables coeficientes, no ha presentado valores perdidos, y el efecto techo presentó un rango del 2,6–37% y no presentó efecto suelo (datos no mostrados). Una de las ventajas del SDQ en su aplicación clínica o poblacional es su brevedad y el amplio abanico de factores que recoge, el equilibrio entre los atributos positivos y negativos y la correspondencia de sus dimensiones con las grandes categorías de los sistemas de clasificación actuales. Por este motivo, el instrumento se ha propuesto como herramienta de cribado universal y se ha utilizado ampliamente en estudios internacionales y en diversos países20. Por otra parte, algunos factores no incluidos en este estudio y que podrían actuar como protectores o de riesgo para presentar problemas de salud mental, como las relaciones sociales y con los compañeros/as, el funcionamiento familiar o el nivel de empleo y la salud mental de los padres, deberían ser motivo de análisis en estudios futuros21. La proporción de respuesta al estudio fue similar a la de otras encuestas de las mismas características22. Aunque no se pueden descartar sesgos en los resultados si los que no participaron en el estudio presentan diferencias en salud mental respecto de los participantes, este hecho es poco probable. La proporción de rechazos para participar fue baja y la representatividad de la muestra en términos de edad, sexo y municipio de residencia fue aceptable; por tanto, es poco presumible la existencia de este tipo de sesgos. Finalmente, la naturaleza transversal del estudio impide sacar conclusiones respecto de la direccionalidad de las asociaciones.
Estudios como el presente, de base poblacional, tienen algunas ventajas respecto de los estudios clínicos. Los estudios basados en la población que consulta los servicios sanitarios de salud mental y de consumo de medicamentos pueden reflejar un diferente nivel de reconocimiento del diagnóstico clínico por parte de los profesionales o una tendencia de la población o de determinado subgrupo poblacional para reconocer el problema y buscar ayuda de forma diferente que otros subgrupos de niños/as, o a través del tiempo, con lo que se produciría un sesgo de selección.
En general, los resultados de este estudio confirman los de otros trabajos llevados a cabo en diferentes contextos. Al igual que en un estudio poblacional muy amplio del Reino Unido23, las puntuaciones relacionadas con el déficit de atención/hiperactividad fueron más elevadas (peores) en los de menos edad y, en cambio, otros trastornos como el trastorno obsesivo compulsivo fue más prevalente en los mayores. En los de más edad y en las niñas las puntuaciones fueron más elevadas (peores) en los trastornos emocionales. En otro estudio reciente llevado a cabo en Alemania24 y, dentro de este, en el subestudio BELLA25 también se observaron diferencias de género en la salud mental, que se asoció a las puntuaciones totales del SDQ y a las dimensiones emocionales de conducta e hiperactividad. En este último trabajo, el 18,5% de los niños y de las niñas se clasificó como posible o probable caso. Si bien no fue un objetivo de nuestro estudio determinar la prevalencia de posibles o probables casos de problemas de salud mental, la prevalencia de posibles y probables casos fue del 6,4% si se tienen en cuenta las normas de referencia de la población de Canarias26 y fue del 13,7% según los valores de referencia de Reino Unido (o sea 14 o 17 en la escala de 0–40 de las dificultades totales), lo que sitúa en cualquier caso la frecuencia de problemas de salud mental infantil en Cataluña por debajo de la prevalencia de los países mencionados para los que existen datos similares21.
En el estudio BELLA mencionado anteriormente, al utilizar una categorización diferente del nivel socioeconómico, también se ha encontrado que el nivel socioeconómico presenta una fuerte asociación con las puntuaciones totales del SDQ, así como con todas las dimensiones, excepto en la conducta prosocial21. Actualmente es ampliamente aceptada la etiología multifactorial de los trastornos mentales en la infancia y en la adolescencia, como en la mayoría de los problemas de salud. Sin embargo, a algunos problemas, como el déficit de atención/hiperactividad o el trastorno obsesivo compulsivo, se les atribuye mayor preponderancia a los factores genéticos, neurobiológicos y del desarrollo cerebral27, aunque no existe consenso general al respecto28. Según los resultados del presente estudio, también se tendrían que tener en cuenta los factores ambientales, específicamente las condiciones de vida familiar y las desigualdades en salud mental, como modelo para profundizar en la investigación de los problemas de salud mental en la población infantil, así como en las posibles intervenciones dirigidas a su tratamiento. Como mínimo, los planificadores, los pediatras clínicos y los especialistas deberían tener en cuenta en la cadena causal los factores mediadores a nivel poblacional, que pueden tener una influencia tan importante como los factores individuales a la hora de implementar intervenciones a cualquier nivel. Por ejemplo, la salud mental de 160.000 niños y niñas de Cataluña podría mejorar lo que se considera una mínima diferencia importante en el SDQ (0,32 DE), si los niños/as de madres con nivel de estudios primarios tuvieran el nivel de salud mental de aquellos/as cuyas madres son de nivel universitario. El mecanismo por el que estos factores pueden influir en la salud mental infantil podría estar relacionado con la falta de recursos, tanto materiales como educacionales, y de apoyo social para lograr un crecimiento y desarrollo armónicos, sean estos factores de influencia directa o indirecta a través del estrés psicosocial parental y del entorno29.
La continuidad del uso del SDQ en la población infantil catalana permitirá monitorizar en el tiempo la salud mental infantil y representa la incorporación de la medida de la salud mental infantil como herramienta útil para la planificación de los servicios sanitarios dirigidos a esta población. Los resultados del presente estudio tienen una utilidad potencial en la monitorización de la salud mental infantil en Cataluña, así como para establecer comparaciones con subgrupos poblacionales en otros tipos de estudios.
En conclusión, el estudio presente muestra los factores socioeconómicos y psicosociales asociados a la salud mental infantil. Los niños y las niñas de familias con nivel socioeconómico menos favorecido y de familias monoparentales se encuentran en riesgo de presentar peor salud mental. El estudio aporta información útil para la monitorización y el abordaje de los problemas de salud mental infantil.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
