$$\rightleftharpoonup{xx}$$
$$\longleftharp{xx}$$,
$$\longrightharp{xx}$$,
Ejemplo de estudio
La muestra incluyó 881 participantes de España (N = 325), México (N = 169), Guatemala (N = 227) y Chile (N = 160), todos ellos hablantes nativos de español. La muestra se dividió en dos grupos: 451 en el grupo de discapacidad lectora (RD) y 430 en el grupo de lectura de rendimiento normal (NAR). Se excluyó a los niños con necesidades educativas especiales, aquellos que requieren apoyo y atención educativa específica debido a discapacidades sensoriales, problemas neurológicos u otras afecciones, porque estos factores se utilizan típicamente como criterios excluyentes para las discapacidades de aprendizaje o los trastornos graves del comportamiento, ya sea temporalmente o durante la duración de su escolaridad. Los participantes en el grupo de RD se seleccionaron en función de criterios como un coeficiente intelectual igual o superior a 80, un percentil de medición del tiempo de lectura de palabras por encima del percentil 75, un percentil de medición del tiempo de lectura de pseudopalabras por encima del percentil 75 o un percentil de medición de la precisión de lectura de pseudopalabras por debajo del percentil 25. Del mismo modo, el grupo NAR se seleccionó en base a criterios comparables, con la adición de un percentil de la tarea de comprensión PROLEC36 por encima del percentil 25. Todos los percentiles se determinaron de acuerdo con los niveles de grado de los participantes. La clasificación de los participantes en estos grupos se basó en tareas de lectura de palabras y lectura de pseudopalabras, cada una de las cuales comprendía bloques separados. En ambos bloques, se instruyó a los participantes para que leyeran en voz alta los estímulos verbales presentados lo más rápido posible. El bloque de lectura de palabras incluyó 32 estímulos, mientras que el bloque de lectura de pseudopalabras contenía 48 estímulos. La familiaridad de las palabras se controló con los criterios delineados por Guzmán y Jiménez37. Se registraron medidas de aciertos, errores y tiempos de latencia, con tiempos de latencia medidos desde la aparición de cada elemento hasta el inicio de la respuesta vocal del estudiante. El bloque de lectura de palabras demostró una alta consistencia interna (α = .89), mientras que el bloque de lectura de pseudopalabras exhibió una consistencia interna aún mayor (α = .91). La distribución de los estudiantes con RD y NAR en los diferentes niveles de grado fue la siguiente: En el segundo grado, había 30 estudiantes NAR y 27 estudiantes RD. En la transición al tercer grado, se observaron 100 NAR junto con 88 estudiantes de RD. El cuarto grado incluyó a 100 estudiantes NAR y 116 RD. En quinto grado, había 100 estudiantes NAR y 116 RD, mientras que en sexto grado, había 100 estudiantes NAR y 104 RD. Para evaluar las diferencias de edad en la muestra total y dentro de cada nivel de grado, se realizaron pruebas de ANOVA de un factor. Los resultados no revelaron diferencias significativas, con todos los valores de p superiores a 0,05. Del mismo modo, se examinó la distribución de la variable sexo mediante la prueba de chi-cuadrado, con todos los valores de p también superiores a 0,05.
Estadística descriptiva
En la Tabla 1 se presentan los estadísticos descriptivos (media y desviación estándar) para la edad y las medidas de evaluación. Los datos se clasifican por género, distinguiendo entre los lectores que logran normalmente y los que tienen discapacidades de lectura en varios países. Los resultados mostraron correlaciones positivas y estadísticamente significativas entre un gran número de medidas de evaluación (véase la Tabla 2). La tabla muestra las correlaciones entre las medidas, que van de débil a fuerte. Las correlaciones inferiores a 0,3 se consideran débiles, mientras que las superiores a 0,5 se clasifican como fuertes. Se proporcionan valores de correlación específicos junto con sus respectivas clasificaciones de resistencia. Por ejemplo, las correlaciones débiles (r < 0,3) incluyeron las de combinación-segmentación (r = 0,354) y la comprensión homófona de deleción (r = 0,270). Se observaron correlaciones moderadas (0,3 ≤ r < 0,5) entre la estructura gramatical-número (r = 0,463) y la estructura gramatical funcional de las palabras (r = 0,512). Son evidentes fuertes correlaciones (r ≥ 0,5) para el número-género (r = 0,642) y la imagen RAN-Color RAN (r = 0,442).
Tabla 1: Estadísticos descriptivos de las medidas. Esta tabla proporciona la media, la desviación estándar y otros estadísticos descriptivos para las diversas medidas incluidas en la herramienta digital. EDAD: Edad; NAR: Lectores que normalmente logran; RD: Discapacidad para la lectura; SEG: Segmentación; BLN: Mezcla; ISO: Aislamiento de fonemas; DEL: Supresión de fonemas; HOM: Comprensión homófona; R&S: raíz y sufijos; GEN: Género; NUM: Número; FW: Palabras funcionales; GRS: Estructura gramatical; EXT: Texto Expositivo ; NAT: Texto Narrativo ; VOC: Voz de la articulación; MOA: Forma de articulación; POA= Lugar de articulación; DIG: Dígito RAN; LET: Letra Corrida; COL: Color RAN; PIC: Foto RAN Por favor, haga clic aquí para descargar esta tabla.
Tabla 2: Coeficientes de correlación de las medidas. Esta tabla muestra los coeficientes de correlación entre las diferentes medidas de la herramienta digital, indicando la fuerza y la dirección de las relaciones entre estas medidas. SEG: Segmentación; BLN: Mezcla; ISO: Aislamiento de fonemas; DEL: Supresión de fonemas; HOM: Comprensión homófona; R&S: raíz y sufijos; GEN: Género; NUM: Número; GRS: Estructura gramatical; FW: Palabras funcionales; EXT: Texto Expositivo ; NAT: Texto Narrativo ; VOC: Voz de la articulación; MOA: Forma de articulación; POA= Lugar de articulación; DIG: Dígito RAN; LET: Letra Corrida; COL: Color RAN; FOTO: Foto RAN. Haga clic aquí para descargar esta tabla.
Análisis factorial confirmatorio
Se llevó a cabo un CFA para evaluar la estructura factorial propuesta de la batería multimedia. El modelo incluye un factor de segundo orden y seis variables latentes, cada una de las cuales representa distintos módulos de la batería multimedia. Estos constructos incluyen la conciencia fonológica (que incluye tareas de segmentación fonémica, aislamiento, combinación y eliminación), el módulo morfoortográfico (que incluye tareas de raíz y sufijos y comprensión homófona), la sintaxis (que comprende tareas de género, número, estructura gramatical y palabras funcionales), percepción del habla (que incluye tareas de sonoridad, forma de articulación y lugar de articulación), comprensión lectora (que abarca tareas de comprensión de texto expositivo y texto narrativo) y tareas rápidas de comprensión de texto tareas de nomenclatura automatizada (letras, colores, dígitos e imágenes de la tarea RAN). Para garantizar la coherencia en todas las tareas de la batería multimedia (que van de 0 a 1), utilizamos la estimación de la proporción de escalado máximo (POMS). Se calcularon las puntuaciones POMS para las tareas basadas en el tiempo (raíces y sufijos)38.
Los análisis estadísticos y las presentaciones gráficas se realizaron utilizando R versión 4.3.139, empleando los paquetes lavaan40, semTools41 y ggplot242 . El ajuste del modelo se evaluó mediante varios índices de bondad de ajuste. Aunque la bondad de ajuste de chi-cuadrado fue significativa, χ2(df) = 632.01, p < .001, lo que sugiere una discrepancia entre el modelo hipotético y los datos observados, es importante señalar que la prueba de chi-cuadrado es sensible al tamaño de la muestra43. Por lo tanto, se consideraron índices de ajuste adicionales.
El índice de ajuste comparativo (CFI) arrojó un valor de 0,961, superando el umbral comúnmente aceptado de 0,95 e indicando un buen ajuste a los datos. El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) fue de 0,038, lo que indica un ajuste cercano del modelo a los datos. El residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR) fue de 0,034, por debajo del valor recomendado de 0,05, lo que sugiere un ajuste ideal. Las cargas factoriales para los ítems oscilaron entre 0,36 y 0,81, lo que indica cargas significativas en sus respectivos factores. La varianza media total extraída (EAV) superó los 0,50, lo que sugiere una adecuada validez convergente, y la fiabilidad compuesta total (RC) estuvo por encima de 0,80, lo que indica una buena fiabilidad de la consistencia interna.
En conclusión, los resultados del AFC respaldaron la estructura factorial propuesta, demostrando un buen ajuste del modelo, validez convergente y confiabilidad. Consulte la representación gráfica del modelo en la Figura 1.

Figura 1: Análisis factorial confirmatorio. Esta figura ilustra los resultados del análisis factorial confirmatorio realizado en la herramienta digital, destacando las cargas factoriales y las relaciones entre diferentes medidas de procesamiento cognitivo. Abreviaturas: SIC= Sicole-R; PA= Conciencia fonológica; SEG= Segmentación; BLN= Mezcla; ISO= Aislamiento; DEL= Deleción; MO= Procesamiento morfológico; HOM= Comprensión homófona; R&S= Raíz y sufijos; SYN= Procesamiento sintáctico; GEN= Género; NUM= número; GRS= Estructura gramatical; FW= Palabras funcionales; RC= Comprensión lectora; EXT= Texto expositivo; NAT= Texto narrativo; SP= Percepción del habla; VOC= Voz de la articulación; MOA= Forma de articulación; POA= Lugar de articulación; RAN= Nomenclatura Rápida Automatizada; NUM= Número RAN; LET= Letra RAN; COL= Color RAN; PIC= Imagen RAN. Haga clic aquí para ver una versión más grande de esta figura.
Se utilizaron análisis de invarianza de medida para probar si la estructura factorial de la batería multimedia era estable en todos los géneros. Las pruebas de invarianza de medida consisten en una serie de comparaciones de modelos que definen restricciones de igualdad cada vez más estrictas44. Llevamos a cabo los análisis estadísticos y seguimos los mismos criterios del modelo de ajuste del CFA anterior. Restringimos sucesivamente los parámetros que representan las estructuras configural, métrica (cargas), escalar (intersecciones) y estricta (residuales)45. Un mal ajuste en cualquiera de estos modelos sugiere que el aspecto que se está restringiendo no opera de manera consistente para los diferentes grupos. El grado de invarianza se determinó conjuntamente cuando χ2D fue >0.05 y ΔCFI fue <0.01. En la Tabla 3 se muestra un resumen de los resultados de los índices de los modelos y las diferencias entre ellos.
Tabla 3: Índices de ajuste del modelo de invarianza. Esta tabla presenta los índices de ajuste para probar la invarianza de género del modelo, evaluando qué tan bien la herramienta digital mantiene la consistencia en su estructura y propiedades de medición en grupos masculinos y femeninos. Estos índices garantizan la fiabilidad y validez de la herramienta al confirmar su capacidad para medir los procesos cognitivos de forma coherente en diversos grupos de género. Haga clic aquí para descargar esta tabla.
El modelo configural, que restringió solo la configuración relativa de las variables en el modelo para que fuera la misma en ambos grupos, tuvo un ajuste adecuado a los datos: χ2(292) = 745.970, p<.001, CFI = .964, SRMR = 0.034, RMSEA = .036, IC 90% (.033, .038). El modelo de invarianza métrica restringió la configuración de las variables y todas las cargas factoriales para que fueran constantes en todos los grupos. Los índices de ajuste fueron comparables a los del modelo configural: χ2(310) = 768.56, p<.001, CFI = .963, SRMR = .037, RMSEA = .036, IC 90% (.033, .038). La invarianza de las cargas factoriales fue apoyada por las pruebas de diferencias no significativas que evaluaron la similitud del modelo: χ2D (18) = 26.30, p = .09; ΔCFI = 0,001. En el modelo de invarianza escalar, la configuración, las cargas factoriales y las medias/intersecciones del indicador se restringieron para que fueran las mismas para cada grupo. Los índices de ajuste fueron menos que ideales: χ2(322) = 787,50, p<.001, CFI = .963, SRMS = .038, RMSEA = .035 (IC 90% = .032, .038). Las pruebas de diferencias que evaluaron la similitud del modelo sugirieron que hubo invarianza factorial: χ2D(12)=13.00, p = .369; ΔCFI = 0,001. Finalmente, en el modelo de invarianza estricta, la configuración, las cargas factoriales, las medias/intersecciones del indicador y los residuos se restringieron para que fueran los mismos para cada grupo. Los índices de ajuste fueron menos que ideales: χ2(341) = 798.20, p<.001, CFI = .961, SRMS = .039, RMSEA = .0035 (IC del 90% = .032, .038). La invarianza estricta fue respaldada por las pruebas de diferencias no significativas que evaluaron la similitud del modelo: χ2D(11) = 25.81, p<.001; ΔCFI = 0,002
Precisión diagnóstica
Para evaluar la precisión y la capacidad discriminativa de la batería multimedia, se realizaron análisis de las características de funcionamiento del receptor (ROC). El análisis ROC ayuda a determinar el umbral óptimo (valor de corte) para una prueba de evaluación a escala continua, equilibrando la sensibilidad (capacidad de identificar correctamente los verdaderos positivos) y la especificidad (capacidad de identificar correctamente los verdaderos negativos). Además, se utilizó el análisis ROC para evaluar la capacidad de la prueba para discriminar entre los grupos RD y NAR. Para llevar a cabo el análisis, se calcularon las puntuaciones Z por nota para cada tarea de la batería multimedia. La puntuación ómnibus consistió en la suma de las puntuaciones zeta. Los análisis estadísticos y las presentaciones gráficas se llevaron a cabo utilizando R versión 4.3.141. Se utilizaron los paquetes pROC46 y ggplot242 . En términos de precisión diagnóstica, la batería multimedia mostró un área bajo la curva (AUC) de 9439,8 [IC 95%: 93,31%-96,24% (DeLong)] y una sensibilidad de 91,0 (Figura 2). Las curvas ROC por ley mostraron los siguientes índices: 2° ley, AUC= 96.195% [IC: 91.54%-100% (DeLong)], Se= .96, Sp=.90; 3° grado, AUC= 95,3, [IC 95%: 92,43%-98,18% (DeLong)], Se=75,70, Sp= 72,34; 4° grado, AUC=93.4 [IC 95%: 90.2%-96.66% (DeLong)], Se=.92, Sp=.84; 5° grado, AUC=95.9 [IC 95%: 93.11%-98.75% (DeLong)], Se=.90, Sp=.95; 6° grado, AUC=94.4 [IC 95%: 91.11%-97.69% (DeLong)], Se=.92, Sp=.91.

Figura 2: Análisis de la curva ROC. Esta figura presenta el análisis de la curva ROC, que muestra la precisión diagnóstica de la herramienta digital al trazar la tasa de verdaderos positivos frente a la tasa de falsos positivos en varias configuraciones de umbral. Las unidades para el eje x de la curva ROC son la especificidad y las unidades para el eje y son la sensibilidad. Abreviaturas: ROC= curva característica de funcionamiento del receptor; AUC= área bajo la curva. Haga clic aquí para ver una versión más grande de esta figura.