Frontiers in Psychology

Introduction

En historie med barndomstraumer rapporteres i langt højere grad hos personer med alvorlige psykiske lidelser sammenlignet med raske personer (Etain et al., 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010), forbundet med debut af psykotiske oplevelser (McGrath et al., 2017) og mere alvorlige kliniske træk (Yung et al., 2015). Raten af børnemishandling i den generelle befolkning er blevet anslået til 11 % for seksuelt misbrug og 24 % for fysisk misbrug (Det Forenede Kongerige, May-Chahal og Cawson, 2005). Dette kan sammenlignes med tal tættere på 50 % hos patienter med en psykotisk sygdom, der består af både seksuelt og fysisk misbrug (Read et al., 2005). De fleste undersøgelser, herunder ovennævnte, har anvendt retrospektive interviews, som f.eks. Childhood Trauma Questionnaire (CTQ) til at vurdere traumerfaringer, hvor voksne spørges om oplevelser i barndommen. Ideelt set ville en historie med barndomstraumer blive vurderet ved hjælp af faktiske kohorteoptegnelser om omsorgssvigt og misbrug i barndommen i longitudinelle undersøgelser. I undersøgelsen af Widom et al. (2005) sammenlignede man kohorteopgørelser over omsorgssvigt og misbrug i barndommen i longitudinelle undersøgelser med selvrapporterede målinger af omsorgssvigt og misbrug i barndommen i retrospektive undersøgelser, hvilket viste, at de selvrapporterede målinger havde en god validitet (Widom et al., 2005). Da det ofte ikke er muligt at indhente faktiske rapporter om misbrug og omsorgssvigt i barndommen, har området brug for et værktøj til at måle selvrapporteringsbias ved vurdering af barndomstraumer, især for mennesker med alvorlig psykisk sygdom. Der er ikke meget viden om potentielle confoundere, såsom forskelle i minimering og benægtelse i retrospektive rapporter om barndomstraumer. I lyset af CTQ’s retrospektive karakter kan en responsbias svække foranstaltningens validitet. Skalaen for minimering/benægtelse (MD) er designet til at opdage en svarbias, der minimerer omfanget af det oplevede barndomstraume. Minimering og benægtelse målt ved hjælp af MD-skalaen består af, at man er meget enig i følgende: “Der var intet, jeg ønskede at ændre i min familie”; “Jeg havde den perfekte barndom”; og “Jeg havde den bedste familie i verden” (Bernstein og Fink, 1998). Selv om minimering har fået en vis nylig opmærksomhed (MacDonald et al., 2015, 2016), er der stadig sparsom forskning med hensyn til validiteten af denne foranstaltning; om forskelle i minimering er til stede på tværs af populationer, eller om mængden af “sandt” misbrug/neglect rapporteret afhænger af niveauet af MD.

Retrospektive rapporter om barndomstraumer er blevet kritiseret for en tendens til at under- snarere end overrapportere barndomstraumerfaringer sammenlignet med andre vurderingsmetoder (notater fra sundhedspersonale, søskendeinterviews og så videre) (Fisher et al., 2011). MD-skalaen kunne bruges til at kvantificere den potentielle effekt af minimering på data om barndomstraumer, der indsamles retrospektivt. MD-skalaen korrelerer med Balanced Inventory of Desirable Responses (BIDRs) (et mål for social ønskværdighed), der støtter MD i at påvise en social ønskværdighedsbias (Bernstein og Fink, 1998). Social ønskværdighed er en kognitiv proces, hvor man bearbejder relevante oplysninger på en socialt ønskværdig måde (Holtgraves, 2004). Social ønskværdighed er, ud over at korrelere med MD-skalaen, blevet forbundet med højere scorer på egenskaben selvbedrag (Holtgraves, 2004). Selv om MD-skalaen er blevet foreslået at korrelere med redigering af relevante oplysninger på en socialt ønskværdig måde, er skalaen sjældent rapporteret i litteraturen i undersøgelser af barndomstraumer, og validering af skalaen er sparsom.

Det primære formål med undersøgelsen er at undersøge potentielle forskelle i MD i en stor prøve af skizofrenispektrumforstyrrelser (SZ), patienter med en bipolar spektrumforstyrrelse (BD), patienter med major depressiv lidelse med mindst én psykotisk episode (n = 621) og raske personer (n = 299). Alle patienterne er en del af de bredere psykosekontinuumssygdomme (Tesli et al., 2014). Undersøgelseshypotese: For det første (baseret på undersøgelsen af MacDonald et al., 2015, 2016) forventer vi forskelle i MD-scoringer mellem patientgruppen og den raske kontrolgruppe. Baseret på lignende traumescorer inden for patientgruppen (Etain et al., 2013; Aas et al., 2017) forventes ingen forskelle i MD inden for patientgruppen. For det andet antog vi, at patienter med alvorlige psykiske lidelser vil rapportere flere barndomstraumerfaringer end den sunde kontrolgruppe også efter korrektion for potentielle forskelle i MD-stil.

Materialer og metoder

Deltagere

Deltagerne blev rekrutteret konsekutivt fra psykiatriske afdelinger (ambulante og stationære) på fire større hospitaler i Oslo som en del af den større NORMENT, Thematically Organized Psychosis (TOP) Research Study. Den aktuelle undersøgelse består af patienter, der er rekrutteret på et hvilket som helst tidspunkt mellem 2007 og 2015, og kontroller, der er rekrutteret på et hvilket som helst tidspunkt mellem 2011 og 2015. Der blev rekrutteret i alt 621 deltagere. Inden for gruppen med skizofrenispektrum havde flertallet en skizofrenidiagnose . Inden for gruppen med bipolært spektrum havde flertallet en bipolar 1-diagnose . Derudover havde 24 patienter en diagnose af større depressiv lidelse med psykotiske træk . En historie om psykose hos de affektive patienter var baseret på oplysninger hentet fra SCID-interviewet . Størstedelen af patienterne (70 %; n = 437) tog antipsykotisk medicin på tidspunktet for vurderingen. Derudover brugte 31 % (n = 194) også antidepressiv medicin. Endvidere tog 27 % (n = 169) af patienterne humørstabilisatorer på vurderingstidspunktet. Patienternes gennemsnitsalder var 30,4 ± 10,6 år, og 327 (53 %) af dem var mænd. Patienter med en bipolar lidelse med eller uden psykotiske træk blev inkluderet i denne undersøgelse. Blandt patienter med en bipolar I-diagnose havde mere end to tredjedele (69 %) mindst én psykotisk episode, mens en tredjedel af dem (31 %) ikke havde nogen psykotisk episode. Der blev rekrutteret en sund kontrolgruppe på 299 deltagere fra de samme geografiske områder som patienterne. Den sunde kontrolgruppe var tilsvarende matchet med hensyn til alder (gennemsnit ± SD: 30,1 ± 7,7) og kønssammensætning (56 % mænd) sammenlignet med patientgruppen (alder: gennemsnit ± SD: 30,4 ± 10,6; 53 % mænd). Både patienter og raske kontroller blev vurderet af uddannede psykiatere eller kliniske psykologer. De sunde kontroller blev screenet ved hjælp af et interview med henblik på at registrere symptomer på alvorlig psykisk sygdom . For at hjælpe med at modvirke virkningerne af socioøkonomiske forskelle mellem forskellige dele af byen blev kontrolpersoner tilfældigt rekrutteret fra de samme byområder som patienterne. De raske kontroller blev tilfældigt udvalgt fra statistiske registre1 fra det samme optageområde som patienterne i Oslo-regionen. Udelukkelseskriterierne for alle grupper var en ustabil eller ukontrolleret medicinsk tilstand, der forstyrrer hjernefunktionen, og en alder uden for intervallet 18-65 år. Den regionale komité for medicinsk forskningsetik og det norske datainspektorat godkendte undersøgelsen. Alle deltagere gav deres skriftlige informerede samtykke.

Klinisk vurdering

Uddannede psykiatere, læger og kliniske psykologer udførte den kliniske vurdering, og en diagnose blev baseret på forskningsversionen af Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I disorders (SCID-I). Alle patienter blev vurderet på modulerne A, B, C, D og E. Desuden afsluttede alle bedømmere et uddannelseskursus i SCID-vurdering baseret på uddannelsesprogrammet på UCLA (Ventura et al., 1998). Den diagnostiske pålidelighed blev fundet tilfredsstillende (Ringen et al., 2008) med en samlet overensstemmelse for DSM-IV-diagnosekategorier på 82 % og en samlet κ på 0,77 (95 % CI: 0,60-0,94).

Childhood Trauma Questionnaire (CTQ)

Traumatiske begivenheder i barndommen blev vurderet ved hjælp af en norsk version af den korte version af CTQ (Bernstein et al., 2003; Aas et al., 2014). Dette selvrapporteringsspørgeskema med 28 elementer (Bernstein et al., 2003) giver scorer på fem underskalaer af traumer på et Likert-skalaformat, der spænder fra 1 til 5, fra aldrig sandt til meget ofte sandt. Følgende fem underskalaer blev registreret: følelsesmæssigt misbrug (EA), fysisk misbrug (PA), seksuelt misbrug (SA), fysisk forsømmelse (PN) og følelsesmæssig forsømmelse (EN) samt en samlet score for traumer som beskrevet i Bernstein et al. (1994, 2003). CTQ omfatter også MD-skalaen for at afsløre underrapportering af barndomstraumer på CTQ. Tre omvendt scorede udsagn vurderes på en Likert-skala, hvor høj minimering er til stede, hvis deltageren ikke ville ændre noget ved sin familie, deres familie var den bedste i verden, og de havde den “perfekte barndom”. Ved at vælge “meget sandsynligt” for et af disse udsagn tildeles et point, hvilket giver mulighed for en score på 0-3. Bernstein og Fink (1998) erklærede, at enhver score over 0 indikerer minimering. Enhver score fra 1 til 3 på CTQ’s MD-skala antyder en mulig underrapportering af mishandling (falsk negativ) (Bernstein og Fink, 1998). “Ingen”, “lav”, “mellemliggende” og “høj” minimering og benægtelse svarer til en MD-score på 0-3. En MD-score på “ja” svarer til, at mindst ét element, der måler MD, scorer som en 5 (“meget ofte sandt”). “Nej” MD svarer til ingen item score på 5 (“meget ofte sandt”) på de tre items, der dækker MD på CTQ. Pålideligheden af MD-skalaen er tidligere blevet offentliggjort i en stor multicenterundersøgelse (MacDonald et al., 2015, 2016), med en pålidelighedsscore på 0,77. I vores prøve blev der observeret en moderat til god intern konsistens af MD-itemsene med en Cronbachs alpha-koefficient på 0,75. Validiteten af MD-skalaen er blevet vurderet på baggrund af en høj korrelation med The BIDRs (Bernstein og Fink, 1998).

Statistiske analyser

Data blev analyseret ved hjælp af Predictive Analytic Software (PASW), Version 21 (tidligere SPSS Statistics). Prøven blev opdelt i en minimerings- vs. ingen minimeringsgruppe, hvor minimering operationelt blev defineret som en score på 1 eller højere på MD-skalaen. Gradering af sværhedsgraden af MD (scorevurdering fra 0 til 3) blev også inkluderet. Forskelle i kategoriske variabler (køn, diagnose og gruppestatus) mellem “minimisatorer” og “ikke-minimisatorer” blev testet ved hjælp af chi-square-testen. Da dataene om barndomstraumer var skæve, blev Mann-Whitney U-test udført for at vurdere CTQ-scoringer hos minimizers og ikke-minimizers med CTQ målt som en kontinuerlig variabel. Til opfølgningsanalysen blev barndomstraumer dikotomiseret i to grupper baseret på mindst ét underområde af barndomstraumer, der nåede niveauer af moderate til alvorlige rapporter efter definitionen af Bernstein et al. (1994, 2003) (se supplerende tabel S1).

Effektstørrelser blev beregnet ved hjælp af Cohen’s d (Cohen, 1977). Til effektstørrelserne sammenlignede vi traumescorer hos patienterne med kontrolgruppen (Cohen’s d = M1-M2/spooled, hvor spooled = √). Ifølge Rosenthal og Rosnow (1984) blev effektstørrelser betragtet som små for værdier mellem 0,20 og 0,50, moderate for værdier mellem 0,50 og 0,80 og store for værdier større end 0,80. Logistisk regression blev udført for at undersøge forskelle i rapporter om traumer i barndommen (nåede over cutoff-score for moderat til alvorligt traume på mindst ét underområde) og gruppestatus (patienter/kontrollanter), korrigeret for MD. Barndomstraumer (ja/nej) blev indtastet som den afhængige variabel; MD (ja/nej) og gruppestatus (patienter/kontroller) som uafhængige variabler med et forudindstillet signifikansniveau på 0.05.

Resultater

Demografiske data for prøven i henhold til MD-score

Udvalgte demografiske data for minimerings- (MD) og ikke-minimeringsgrupper (ingen MD) er præsenteret i tabel 1. Af de 920 undersøgelsesdeltagere viste 32 % (N = 294) en MD-score, og 68 % (N = 626) havde ikke en MD-score. Hverken køn (P = 0,98), patientgruppe (P = 0,70) eller alder (P = 0,87) havde en signifikant sammenhæng med MD-score (se tabel 1).

Børnetraumer og MD-score

42,8 % af kontrollerne havde en MD-score på ≥1 sammenlignet med 26,7 % af patienterne (X2= 23,99, P < 0,001). 51% af patienterne rapporterede mindst ét underområde af barndomstraumer (≥moderat til alvorlig score på CTQ) sammenlignet med 9% af kontrollerne (X2= 148.0, df = 1, P < 0.001, Cohen’s d = 1.18). Hvis man udelukker deltagere med MD-scoringer ≥ 1, rapporterede 61% af patienterne mindst ét underområde af barndomstraumer (≥ moderat til alvorlig score på CTQ) sammenlignet med 15% af de sunde kontroller (X2= 99.3, df = 1, P < 0.001, Cohen’s d = 1.27, se figur 1). I patientgruppen var en MD-score på ≥1 forbundet med en lavere CTQ-score sammenlignet med patienterne med MD < 1 (Mann-Whitney-test: Z = -10,66, P < 0,001). Også hos kontrollerne var det at have en MD-score på ≥1 forbundet med lavere CTQ-score, sammenlignet med kontrollerne med MD < 1 (Mann-Whitney-test: Z = -9,29, P < 0,001). Ved at opdele i underområder af barndomstraumer præsenterede minimizers (MD-score ≥ 1) signifikant lavere CTQ-scorer på tværs af alle undertyper af traumer sammenlignet med patienter og kontroller med MD < 1 (se Supplerende figurer S1, S2 og tabel S2), med de mest signifikante fund for følelsesmæssig neglect.

Der blev observeret en signifikant forskel i barndomstraumer (ja/nej ) mellem patienter og kontroller, også efter kontrol for MD .

Opdelt i ingen, lav, mellemliggende og høj minimering og benægtelse (MD-score på henholdsvis 0-3) havde kontrollerne hyppigere en score på mellemliggende eller høj MD sammenlignet med patienter (X2= 48.7, df = 1, P < 0,00.1 se figur 2).

Diskussion

Så vidt vi ved, er den aktuelle undersøgelse en af de første undersøgelser, der undersøger minimering og fornægtelse ved hjælp af MD-skalaen og retrospektive rapporter om barndomstraumer blandt raske personer og hos personer med en alvorlig psykisk lidelse (SZ, BD eller større depressionsforstyrrelser med mindst én psykotisk episode). I vores undersøgelse var MD-scoren forhøjet hos raske personer sammenlignet med patientgruppen. Der blev observeret en signifikant negativ sammenhæng mellem MD og CTQ-scoringer. Når vi fjernede deltagere med MD-scoringer ≥ 1, rapporterede patienterne stadig signifikant flere traumatiske oplevelser fra barndommen end den sunde kontrolgruppe (Cohen’s d = 1,27). Der blev ikke observeret nogen forskel i MD inden for patientprøven (skizofrenispektrumforstyrrelse, patienter med en bipolar lidelse eller patienter med større depressiv lidelse med mindst én psykotisk episode). Da vi undersøgte virkningen af MD på CTQ-subskala-scoringer, fandt vi den største effekt for patienter og kontroller på CTQ-underskalaen for følelsesmæssig forsømmelse. Lignende resultater er blevet rapporteret i undersøgelsen af MacDonald et al. (2016). Således synes tilslutning af MD at være specifikt følsom over for følelsesmæssig forsømmelse. Det ser ud til, at de med følelsesmæssig forsømmelse ville være mindre tilbøjelige til at hævde, at de havde en perfekt familie. Som diskuteret i artiklen af MacDonald et al. (2016) kan årsagerne hertil omfatte indholdsmæssig overlapning (f.eks. indeholder fire af de fem elementer, der udgør den følelsesmæssige forsømmelse underskalaen, ordet “familie” sammenlignet med to af de tre elementer, der udgør MD-scoren).

Vores resultater understøtter beviser for en højere prævalens af barndomstraumer hos patienter med alvorlige psykiske lidelser end i den normale befolkning, som konsekvent rapporteret i litteraturen (Etain et al., 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010). I lighed med den store multicenterundersøgelse af MacDonald et al. (2016), der omfattede raske personer og forskellige psykiatriske patienter, fandt vi, at patienterne havde lavere minimering end de raske personer. Dette kan skyldes en større andel af personer uden en psykisk sygdom til at huske livsbegivenheder med et “rosenrødt syn” (Mitchell et al., 1997), en positivitetsbias erindring, der ikke er vist for eksempel af deprimerede personer (Ben-Zeev og Young, 2010). Denne positivitetsbias kunne være en årsag til forhøjet MD blandt raske personer i vores undersøgelse, idet virkeligheden af traumatiske barndomsoplevelser selektivt underrapporteres for at opretholde det, Heider prægede som “individernes positive udsigter” (Heider, 1958). Denne positivitetsillusion er gentagne gange blevet karakteriseret som en typisk kognitiv mekanisme blandt sunde individer i vestlige kulturer (Taylor og Brown, 1994; Greenwald et al., 2002), der tjener et formål for at bevare mental sundhed. Det menneskelige ønske om agtelse og behovet for at se sig selv positivt udgør en vigtig funktion i vores psykologiske selvbevarelse (Baumeister og Leary, 1995). Dette kan også indebære at se betydningsfulde andre, såsom forældre, i et mere positivt lys. En metaanalyse af 266 undersøgelser understøtter en signifikant mindre selvopretholdende attributionsbias i psykopatologiske prøver (Cohen’s d-effektstørrelse = 0,48) sammenlignet med personer uden psykopatologi (Cohen’s d = 1,28) (Mezulis et al., 2004). På baggrund af ovenstående foreslår vi, at der er behov for flere undersøgelser for at undersøge, om forskelle i selviscenesættende attributionsstil påvirker svarene på retrospektive spørgeskemaer og interviews på tværs af forskellige befolkningsgrupper.

Studiebegrænsninger

Børnetraumer blev indsamlet ved hjælp af CTQ, en retrospektiv måling af barndomstraumerfaringer med den nedarvede svaghed ved dens retrospektive design. Retrospektive oplysninger om barndomstraumer er imidlertid en hyppigt anvendt foranstaltning med høj pålidelighed og validitet i en psykotisk population (Fisher et al., 2011). Rapporter om barndomstraumer er blevet fundet stabile over tid (test-retest pålidelighed) ud over en stor overlapning af rapporter om barndomstraumer på tværs af forskellige kilder . MD-målingens validitet skal undersøges yderligere. Vi havde ikke nogen data om social ønskværdighed eller attributionsstil, derfor kan vi kun spekulere i, at forskelle i minimering mellem vores grupper var baseret på forskelle i social ønskværdighed og attributionsstil. En yderligere begrænsning er den manglende vurdering af tilstedeværelsen af akse II-personlighedsforstyrrelser. Den høje sandsynlighed for ubekendte Axis II-forstyrrelser kan undervurdere effekten af MD. Det er veldokumenteret, at personer med en personlighedsforstyrrelse, især Cluster B (borderline, histrionisk, narcissistisk eller antisocial) oftere rapporterer en historie med misbrug (Molnar et al., 2001). Det er sandsynligt, at personlighedsforstyrrelsesdiagnoser var til stede i den psykiatriske befolkning på grund af deres høje komorbiditet med Axis I-diagnoser (Links og Eynan, 2013). Tilstedeværelsen af personlighedsforstyrrelsesdiagnoser i patienternes prøve kan have påvirket både CTQ-scoringer og niveauer af minimering og benægtelse af tidligere traumer.

Slutning

Højere MD-scoringer blev især observeret i den sunde kontrolgruppe, hvilket kunne være baseret på øget selvopretholdende bias, potentielt afsvækket i den psykiatriske gruppe. Klinikere og forskere ville drage fordel af at inkludere MD-komponenten af CTQ ved vurdering af retrospektive oplysninger om barndomstraumer for at udelukke potentielle virkninger af MD.

Author Contributions

MA, CC, OA, SL og IM bidrog til undersøgelsesdesignet og skriveprocessen.

Funding

Denne undersøgelse blev finansieret af tilskud fra Universitetet i Oslo, Sydøstnorge Sundhedsstyrelse (#2013088, #2006258, #2017060) og Norges Forskningsråd (#213837, #223273, #190311/V50) og KG Jebsen Foundation. Denne undersøgelse blev også finansieret af NARSAD Young Investigator grant (ID: 22388) til MA.

Interessekonflikterklæring

Forfatterne erklærer, at forskningen blev udført uden kommercielle eller økonomiske relationer, der kunne opfattes som en potentiel interessekonflikt.

Akkreditering

Vi takker de patienter, der deltog i undersøgelsen, og NORMENT, der bidrog til dataindsamlingen. Alle forfattere bidrog til manuskriptet.

Supplementært materiale

Det supplerende materiale til denne artikel kan findes online på: https://www.frontiersin.org/article/10.3389/fpsyg.2017.01276/full#supplementary-material

Footnotes

1. ^ www.ssb.no