Fronteras de la Psicología

Introducción

Una historia de trauma infantil se reporta en una tasa mucho mayor en los trastornos mentales graves en comparación con los individuos sanos (Etain et al., 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010), vinculados a la aparición de experiencias psicóticas (McGrath et al., 2017) y a características clínicas más graves (Yung et al., 2015). La tasa de maltrato infantil en la población general se ha estimado en un 11% para el abuso sexual y un 24% para el abuso físico (Reino Unido, May-Chahal y Cawson, 2005). Esto se compara con cifras más cercanas al 50% en pacientes con una enfermedad psicótica que comprende tanto el abuso sexual como el físico (Read et al., 2005). La mayoría de los estudios, incluidos los anteriores, han utilizado entrevistas retrospectivas, como por ejemplo el Cuestionario de Trauma Infantil (CTQ) para evaluar las experiencias de trauma, preguntando a los adultos sobre las experiencias en la infancia. Lo ideal sería evaluar los antecedentes de trauma en la infancia utilizando registros reales de cohortes de negligencia y abuso en la infancia en estudios longitudinales. El estudio de Widom et al. (2005), comparó los registros de cohortes de negligencia y abuso infantil en estudios longitudinales frente a las medidas autoinformadas de negligencia y abuso infantil en estudios retrospectivos, mostrando una buena validez de las medidas autoinformadas (Widom et al., 2005). Dado que a menudo no es factible obtener informes reales de abuso y negligencia en la infancia, el campo necesita una herramienta para medir el sesgo de autoinforme al evaluar el trauma infantil, especialmente para las personas con enfermedades mentales graves. No se sabe mucho sobre los posibles factores de confusión, como las diferencias en la minimización y la negación en los informes retrospectivos del trauma infantil. A la luz de la naturaleza retrospectiva del CTQ, un sesgo de respuesta podría debilitar la validez de la medida. La escala de minimización/negación (MD) está diseñada para detectar un sesgo de respuesta que minimiza el alcance del trauma infantil experimentado. La minimización y negación medida por la escala MD consiste en estar muy de acuerdo con lo siguiente: «No había nada que quisiera cambiar en mi familia»; «Tuve una infancia perfecta»; y «Tuve la mejor familia del mundo» (Bernstein y Fink, 1998). Aunque la minimización ha recibido cierta atención recientemente (MacDonald et al., 2015, 2016), la investigación sigue siendo escasa en lo que respecta a la validez de esta medida; si las diferencias en la minimización están presentes en todas las poblaciones, o si la cantidad de abuso/negligencia «verdadera» reportada depende del nivel de DM.

Los informes retrospectivos del trauma infantil han sido criticados por una tendencia a reportar experiencias de trauma infantil por debajo, en lugar de por encima, en comparación con otros métodos de evaluación (notas de los trabajadores de la salud, entrevistas con los hermanos, etc.) (Fisher et al., 2011). La escala MD podría utilizarse para cuantificar el efecto potencial de la minimización en los datos del trauma infantil recogidos retrospectivamente. La escala MD se correlaciona con el Inventario equilibrado de respuestas deseables (BIDR) (una medida de deseabilidad social) apoyando la MD en la detección de un sesgo de deseabilidad social (Bernstein y Fink, 1998). La deseabilidad social es un proceso cognitivo que consiste en editar información relevante de forma socialmente deseable (Holtgraves, 2004). La deseabilidad social, además de correlacionarse con la escala de DM, se ha relacionado con puntuaciones más altas en el rasgo de autoengaño (Holtgraves, 2004). Aunque se ha sugerido que la escala de DM se correlaciona con la edición de información relevante de manera socialmente deseable, la escala rara vez se reporta en la literatura en estudios de trauma infantil, y la validación de la escala es escasa.

El objetivo principal del estudio es investigar las posibles diferencias en la DM en una gran muestra de trastornos del espectro de la esquizofrenia (SZ), pacientes con un trastorno del espectro bipolar (BD), pacientes con trastorno depresivo mayor con al menos un episodio psicótico (n = 621) e individuos sanos (n = 299). Todos los pacientes forman parte de los trastornos más amplios del continuo de la psicosis (Tesli et al., 2014). Hipótesis del estudio: en primer lugar (basándonos en el estudio de MacDonald et al., 2015, 2016) esperamos diferencias en las puntuaciones de DM entre el grupo de pacientes y el grupo de control sano. Basándonos en las puntuaciones de trauma similares dentro del grupo de pacientes (Etain et al., 2013; Aas et al., 2017) no se esperan diferencias en la DM dentro del grupo de pacientes. En segundo lugar, planteamos la hipótesis de que los pacientes con trastornos mentales graves informarán de más experiencias de trauma en la infancia que el grupo de control sano también después de corregir las posibles diferencias en el estilo de DM.

Materiales y métodos

Participantes

Los participantes fueron reclutados consecutivamente en las unidades psiquiátricas (ambulatorias y hospitalarias) en cuatro hospitales importantes de Oslo como parte del estudio más amplio NORMENT, Thematically Organized Psychosis (TOP) Research Study. El estudio actual consiste en pacientes reclutados en cualquier momento entre 2007 y 2015, y controles reclutados en cualquier momento entre 2011 y 2015. Se reclutaron un total de 621 participantes. Dentro del grupo del espectro de la esquizofrenia, la mayoría tenía un diagnóstico de esquizofrenia . Dentro del grupo del espectro bipolar, la mayoría tenía un diagnóstico de bipolaridad 1 . Además, 24 pacientes tenían un diagnóstico de trastorno depresivo mayor con rasgos psicóticos. Los antecedentes de psicosis en los pacientes afectivos se basaron en la información obtenida en la entrevista del SCID. La mayoría de los pacientes (70%; n = 437) tomaban medicación antipsicótica en el momento de la evaluación. Además, el 31% (n = 194) también utilizaba medicación antidepresiva. Además, el 27% (n = 169) de los pacientes tomaban estabilizadores del estado de ánimo en el momento de la evaluación. La edad media de los pacientes era de 30,4 ± 10,6 años y 327 (53%) eran varones. Se incluyeron en este estudio pacientes con un trastorno bipolar con o sin rasgos psicóticos. Entre los pacientes con diagnóstico de bipolaridad I, más de dos tercios (69%) tuvieron al menos un episodio psicótico, mientras que un tercio de ellos (31%) no tuvo ningún episodio psicótico. Se reclutó un grupo de control sano de 299 participantes de las mismas zonas geográficas que los pacientes. El grupo de control sano tenía una edad similar (media ± DE: 30,1 ± 7,7) y una composición de género (56% de hombres) en comparación con el grupo de pacientes (edad: media ± DE: 30,4 ± 10,6; 53% de hombres). Tanto los pacientes como los controles sanos fueron evaluados por psiquiatras o psicólogos clínicos capacitados. Los controles sanos fueron examinados con una entrevista para captar los síntomas de la enfermedad mental grave . Para ayudar a contrarrestar los efectos de las diferencias socioeconómicas entre las distintas partes de la ciudad, los controles se reclutaron aleatoriamente de las mismas zonas de la ciudad que los pacientes. Los controles sanos se seleccionaron aleatoriamente a partir de registros estadísticos1 de la misma zona de captación que los pacientes en la región de Oslo. Los criterios de exclusión para todos los grupos fueron una condición médica inestable o no controlada que interfiriera con la función cerebral, y una edad fuera del rango de 18 a 65 años. El Comité Regional de Ética de la Investigación Médica y la Inspección de Datos de Noruega aprobaron el estudio. Todos los participantes dieron su consentimiento informado por escrito.

Evaluación clínica

Psiquiatras, médicos y psicólogos clínicos capacitados llevaron a cabo la evaluación clínica, y el diagnóstico se basó en la versión de investigación de la Entrevista Clínica Estructurada para los trastornos del Eje I del DSM-IV (SCID-I). Todos los pacientes fueron evaluados en los módulos A, B, C, D y E. Además, todos los evaluadores terminaron un curso de formación en la evaluación del SCID basado en el programa de formación de la UCLA (Ventura et al., 1998). La fiabilidad diagnóstica resultó ser satisfactoria (Ringen et al., 2008), con una concordancia global para las categorías diagnósticas del DSM-IV del 82% y una κ global de 0,77 (IC del 95%: 0,60-0,94).

Cuestionario de Trauma en la Infancia (CTQ)

Los eventos traumáticos en la infancia se calificaron utilizando una versión noruega de la versión corta del CTQ (Bernstein et al., 2003; Aas et al., 2014). Este cuestionario de autoinforme con 28 ítems (Bernstein et al., 2003) arroja puntuaciones en cinco subescalas de trauma en un formato de escala Likert, que van de 1 a 5, y que van desde nunca verdadero, hasta muy a menudo verdadero. Se capturaron las siguientes cinco subescalas: abuso emocional (EA), abuso físico (PA), abuso sexual (SA), negligencia física (PN) y negligencia emocional (EN), así como una puntuación total de trauma como se describe en Bernstein et al. (1994, 2003). El CTQ también incluye una escala MD para detectar el subregistro del trauma infantil en el CTQ. Se califican tres afirmaciones de puntuación inversa en una escala de Likert, con una alta minimización presente si el participante no cambiaría nada de su familia, su familia era la mejor del mundo y tuvo la «infancia perfecta». La selección de «muy probable» para cualquiera de estas afirmaciones otorga un punto, permitiendo una puntuación de 0 a 3. Bernstein y Fink (1998) afirmaron que cualquier puntuación por encima de 0 indicaba una minimización. Cualquier puntuación de 1 a 3 en la escala MD del CTQ sugiere la posible infradeclaración de maltrato (falsos negativos) (Bernstein y Fink, 1998). «Ninguna», «baja», «intermedia» y «alta» minimización y negación corresponde a una puntuación MD de 0 a 3. Una puntuación de MD de «sí» corresponde a al menos un ítem que mide la MD se puntúa como un 5 («muy a menudo verdadero»). La DM «no» corresponde a ninguna puntuación de 5 («muy a menudo verdadera») en los tres ítems que miden la DM en el CTQ. La fiabilidad de la escala de DM se ha publicado previamente en un gran estudio multicéntrico (MacDonald et al., 2015, 2016), con una puntuación de fiabilidad de 0,77. En nuestra muestra se observó una consistencia interna entre moderada y buena de los ítems de la DM, con un coeficiente alfa de Cronbach de 0,75. La validez de la escala de DM se ha estimado en base a una alta correlación con The BIDRs (Bernstein y Fink, 1998).

Análisis estadísticos

Los datos se analizaron mediante el software de análisis predictivo (PASW), versión 21 (antes SPSS Statistics). La muestra se dividió en un grupo de minimización frente a otro de no minimización, definiéndose operativamente la minimización como una puntuación de 1 o superior en la escala de DM. También se incluyó la clasificación de la gravedad de la DM (puntuaciones de 0 a 3). Las diferencias en las variables categóricas (género, diagnóstico y estado del grupo) entre los «minimizadores» y los «no minimizadores» se probaron mediante la prueba de chi-cuadrado. Como los datos del trauma infantil estaban sesgados, se realizó la prueba U de Mann-Whitney para evaluar las puntuaciones del CTQ en minimizadores y no minimizadores con el CTQ medido como una variable continua. Para el análisis de seguimiento, el trauma infantil se dicotomizó en dos grupos basados en al menos un subdominio del trauma infantil que alcanzaba niveles de informes moderados a severos siguiendo la definición de Bernstein et al. (1994, 2003) (véase la Tabla Suplementaria S1).

Los tamaños de los efectos se calcularon utilizando la d de Cohen (Cohen, 1977). Para los tamaños de los efectos se compararon las puntuaciones del trauma en los pacientes en comparación con el grupo de control (d de Cohen = M1-M2/spooled, donde spooled = √). Según Rosenthal y Rosnow (1984), los tamaños de los efectos se consideraron pequeños para valores entre 0,20 y 0,50, moderados para valores entre 0,50 y 0,80, y grandes para valores superiores a 0,80. Se realizó una regresión logística para investigar las diferencias en los informes sobre el trauma infantil (alcanzando una puntuación superior a la de corte para el trauma moderado o grave en al menos un subdominio) y el estado del grupo (pacientes/controles), corrigiendo por la DM. El trauma infantil (sí/no) se introdujo como variable dependiente; la DM (sí/no) y el estado del grupo (pacientes/control) como variables independientes con un nivel de significación preestablecido de 0,05.

Resultados

Demografía de la muestra según la puntuación de la DM

Los datos demográficos seleccionados de los grupos de minimización (DM) y no minimización (sin DM) se presentan en la Tabla 1. De los 920 participantes en el estudio, el 32% (N = 294) demostró una puntuación de DM y el 68% (N = 626) no. Ni el género (P = 0,98), ni el grupo de pacientes (P = 0,70) ni la edad (P = 0,87) tuvieron una asociación significativa con la puntuación de DM (véase la Tabla 1).

Trauma infantil y puntuación de DM

El 42,8% de los controles tenía una puntuación de DM ≥1 en comparación con el 26,7% de los pacientes (X2= 23,99, P < 0,001). El 51% de los pacientes informó de al menos un subdominio de trauma infantil (puntuación ≥moderada a grave en el CTQ), en comparación con el 9% de los controles (X2= 148,0, df = 1, P < 0,001, d de Cohen = 1,18). Excluyendo a los participantes con puntuaciones de DM ≥ 1, el 61% de los pacientes informaron de al menos un subdominio de trauma infantil (puntuación ≥ moderada a grave en el CTQ), en comparación con el 15% de los controles sanos (X2= 99,3, df = 1, P < 0,001, d de Cohen = 1,27, ver Figura 1). En el grupo de pacientes, una puntuación de DM ≥1 se asoció con una menor puntuación en el CTQ, en comparación con los pacientes con DM < 1 (prueba de Mann-Whitney: Z = -10,66, P < 0,001). También en los controles tener una puntuación de DM ≥1 se asoció con una menor puntuación en el CTQ, en comparación con los controles con DM < 1 (prueba de Mann-Whitney: Z = -9,29, P < 0,001). Dividiendo en subdominios del trauma infantil, los minimizadores (puntuación de DM ≥ 1) presentaron puntuaciones del CTQ significativamente más bajas en todos los subtipos de trauma en comparación con los pacientes y controles con DM < 1 (véanse las Figuras suplementarias S1, S2 y la Tabla S2), con los hallazgos más significativos para la negligencia emocional.

Se observó una diferencia significativa en el trauma infantil (sí/no ) entre los pacientes y los controles también después de controlar la DM .

Dividiendo en ninguna, baja, intermedia y alta minimización y negación (puntuación de la DM de 0 a 3 respectivamente), los controles tenían más frecuentemente una puntuación de la DM intermedia o alta en comparación con los pacientes (X2= 48.7, df = 1, P < 0,00.1 ver Figura 2).

Discusión

Por lo que sabemos, el presente estudio es uno de los primeros en investigar la minimización y la negación mediante la escala MD y los informes retrospectivos del trauma infantil entre individuos sanos y en individuos con un trastorno mental grave (SZ, BD o trastornos de depresión mayor con al menos un episodio psicótico). En nuestro estudio, la puntuación de la DM fue elevada en los individuos sanos en comparación con el grupo de pacientes. Se observó una asociación negativa significativa entre la DM y las puntuaciones del CTQ. Cuando eliminamos a los participantes con puntuaciones de DM ≥ 1, los pacientes seguían informando de un número significativamente mayor de experiencias traumáticas en la infancia que el grupo de control sano (d de Cohen = 1,27). No se observaron diferencias en la DM dentro de la muestra de pacientes (trastorno del espectro de la esquizofrenia, pacientes con un trastorno bipolar o pacientes con trastorno depresivo mayor con al menos un episodio psicótico). Cuando se examinó el impacto de la DM en las puntuaciones de la subescala del CTQ, se encontró el mayor efecto para los pacientes y los controles en la subescala de negligencia emocional del CTQ. Hallazgos similares se han reportado en el estudio de MacDonald et al. (2016). Por lo tanto, la aprobación de la DM parece ser específicamente sensible a la negligencia emocional. Parece que aquellos con negligencia emocional serían menos propensos a afirmar que tenían una familia perfecta. Como se discute en el artículo de MacDonald et al. (2016) las razones de esto pueden incluir el solapamiento de contenido (por ejemplo, cuatro de los cinco ítems que componen la subescala de negligencia emocional contienen la palabra «familia» en comparación con dos de los tres ítems que componen la puntuación de la DM).

Nuestros hallazgos apoyan la evidencia de una mayor prevalencia de traumas en la infancia en pacientes con trastornos mentales graves que en la población normal, como se informa consistentemente en la literatura (Etain et al., 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010). De forma similar al gran estudio multicéntrico de MacDonald et al. (2016) compuesto por individuos sanos y varios pacientes psiquiátricos, encontramos que los pacientes tenían una menor minimización que los individuos sanos. Esto podría deberse a una mayor proporción de individuos sin enfermedad mental que recuerdan los acontecimientos de la vida con una «visión de color de rosa» (Mitchell et al., 1997), un sesgo de positividad en el recuerdo que no demuestran, por ejemplo, los individuos deprimidos (Ben-Zeev y Young, 2010). Este sesgo de positividad podría ser una razón para la elevada DM entre los individuos sanos de nuestro estudio, con la realidad de las experiencias traumáticas de la infancia subreportadas selectivamente para mantener lo que Heider acuñó como la «perspectiva positiva de los individuos» (Heider, 1958). Esta ilusión de positividad se ha caracterizado repetidamente como un mecanismo cognitivo típico entre los individuos sanos de las culturas occidentales (Taylor y Brown, 1994; Greenwald et al., 2002), que sirve para preservar la salud mental. El deseo humano de estimación y la necesidad de verse a sí mismo de forma positiva constituyen una función importante en nuestra autopreservación psicológica (Baumeister y Leary, 1995). Esto también puede implicar ver a otras personas significativas, como los padres, de forma más positiva. Un meta-análisis de 266 estudios apoya un sesgo atribucional de autoservicio significativamente menor en las muestras psicopatológicas (tamaño del efecto de la d de Cohen = 0,48) en comparación con los individuos sin psicopatología (d de Cohen = 1,28) (Mezulis et al., 2004). Basándonos en lo anterior, sugerimos que se necesitan más estudios para investigar si las diferencias en el estilo de atribución autocomplaciente influyen en las respuestas a los cuestionarios y entrevistas retrospectivas en diferentes grupos de población.

Limitaciones del estudio

El trauma infantil se recogió utilizando el CTQ, una medida retrospectiva de las experiencias traumáticas en la infancia con la debilidad heredada de su diseño retrospectivo. Sin embargo, la información retrospectiva sobre el trauma infantil es una medida frecuentemente utilizada con alta fiabilidad y validez en una población psicótica (Fisher et al., 2011). Se ha encontrado que los informes sobre el trauma infantil son estables a lo largo del tiempo (fiabilidad test-retest), además de una gran superposición de informes sobre el trauma infantil a través de diferentes fuentes . La validez de la medida de DM necesita más investigaciones. No teníamos datos sobre la deseabilidad social o el estilo de atribución, por lo que sólo podemos especular que las diferencias en la minimización entre nuestros grupos se basaron en las diferencias en la deseabilidad social y el estilo de atribución. Otra limitación es que no se evaluó la presencia de trastornos de la personalidad del Eje II. La alta probabilidad de trastornos del Eje II no reconocidos puede subestimar el efecto de la DM. Está bien documentado que los individuos con un trastorno de la personalidad, en particular del grupo B (límite, histriónico, narcisista o antisocial) informan con más frecuencia de una historia de abuso (Molnar et al., 2001). Es probable que los diagnósticos de trastornos de la personalidad estuvieran presentes en la población psiquiátrica, debido a su alta comorbilidad con los diagnósticos del Eje I (Links y Eynan, 2013). La presencia de diagnósticos de trastorno de la personalidad dentro de la muestra de pacientes puede haber impactado tanto en las puntuaciones del CTQ como en los niveles de minimización y negación del trauma pasado.

Conclusión

Se observaron notablemente puntuaciones de DM más altas en el grupo de control sano, lo que podría estar basado en un mayor sesgo de auto-servicio, potencialmente atenuado en el grupo psiquiátrico. Los clínicos e investigadores se beneficiarían de incluir el componente de DM del CTQ cuando evalúen la información retrospectiva del trauma infantil para descartar los efectos potenciales de la DM.

Contribuciones de los autores

MA, CC, OA, SL e IM contribuyeron al diseño del estudio y al proceso de redacción.

Financiación

Este estudio fue financiado por subvenciones de la Universidad de Oslo, la Autoridad Sanitaria del Sureste de Noruega (#2013088, #2006258, #2017060) y el Consejo de Investigación de Noruega (#213837, #223273, #190311/V50) y la Fundación KG Jebsen. Este estudio también fue financiado por la beca NARSAD Young Investigator (ID: 22388) a MA.

Declaración de conflicto de intereses

Los autores declaran que la investigación se llevó a cabo en ausencia de cualquier relación comercial o financiera que pudiera interpretarse como un potencial conflicto de intereses.

Agradecimientos

Damos las gracias a los pacientes que participaron en el estudio y al NORMENT que contribuyó a la recogida de datos. Todos los autores contribuyeron al Manuscrito.

Material Suplementario

El Material Suplementario de este artículo puede encontrarse en línea en: https://www.frontiersin.org/article/10.3389/fpsyg.2017.01276/full#supplementary-material

Notas al pie

1. ^ www.ssb.no