Frontiers in Psychology

Introduzione

A history of childhood trauma is reported at a much greater rate in severe mental disorders compared to healthy individuals (Etain et al, 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010), collegata all’insorgenza di esperienze psicotiche (McGrath et al., 2017) e a caratteristiche cliniche più gravi (Yung et al., 2015). Il tasso di maltrattamento infantile nella popolazione generale è stato stimato all’11% per l’abuso sessuale e al 24% per l’abuso fisico (Regno Unito, May-Chahal e Cawson, 2005). Questo si confronta con numeri più vicini al 50% nei pazienti con una malattia psicotica che comprende sia l’abuso sessuale che quello fisico (Read et al., 2005). La maggior parte degli studi, compresi quelli sopra citati, hanno utilizzato interviste retrospettive, come ad esempio il Childhood Trauma Questionnaire (CTQ) per valutare le esperienze traumatiche, chiedendo agli adulti informazioni sulle esperienze dell’infanzia. Idealmente, una storia di trauma infantile verrebbe valutata utilizzando le registrazioni effettive della coorte di negligenza e abuso infantile negli studi longitudinali. Lo studio di Widom et al. (2005) ha confrontato le registrazioni di negligenza e abuso nell’infanzia in studi longitudinali con le misure auto-riferite di negligenza e abuso nell’infanzia in studi retrospettivi, dimostrando una buona validità delle misure auto-riferite (Widom et al., 2005). Dal momento che spesso non è possibile ottenere rapporti effettivi di abuso e trascuratezza infantile, il campo ha bisogno di uno strumento per misurare i bias di auto-riferito quando si valuta il trauma infantile, specialmente per le persone con gravi malattie mentali. Non si sa molto sui potenziali confondenti, come le differenze di minimizzazione e negazione nei rapporti retrospettivi dei traumi infantili. Alla luce della natura retrospettiva del CTQ, un bias di risposta potrebbe indebolire la validità della misura. La scala di minimizzazione/negazione (MD) è progettata per rilevare un bias di risposta che minimizza l’entità del trauma infantile subito. La minimizzazione e la negazione misurata dalla scala MD consiste nell’essere fortemente d’accordo con quanto segue: “Non c’era niente che avrei voluto cambiare nella mia famiglia”; “Ho avuto un’infanzia perfetta”; e “Ho avuto la migliore famiglia del mondo” (Bernstein e Fink, 1998). Sebbene la minimizzazione abbia ricevuto una certa attenzione di recente (MacDonald et al., 2015, 2016), la ricerca è ancora scarsa per quanto riguarda la validità di questa misura; se sono presenti differenze nella minimizzazione tra le popolazioni, o se la quantità di “vero” abuso/negligenza riportata dipende dal livello di MD.

I report retrospettivi del trauma infantile sono stati criticati per una tendenza a riportare sotto piuttosto che sopra le esperienze di trauma infantile rispetto ad altri metodi di valutazione (note degli operatori sanitari, interviste ai fratelli e così via) (Fisher et al., 2011). La scala MD potrebbe essere utilizzata per quantificare il potenziale effetto di minimizzazione sui dati sui traumi infantili raccolti retrospettivamente. La scala MD si correla con il Balanced Inventory of Desirable Responses (BIDRs) (una misura della desiderabilità sociale) sostenendo la MD nel rilevare un bias di desiderabilità sociale (Bernstein e Fink, 1998). La desiderabilità sociale è un processo cognitivo di modificare le informazioni rilevanti in modo socialmente desiderabile (Holtgraves, 2004). La desiderabilità sociale, oltre a correlarsi con la scala MD, è stata collegata a punteggi più alti nel tratto dell’autoinganno (Holtgraves, 2004). Sebbene sia stato suggerito che la scala MD sia correlata con la redazione di informazioni rilevanti in modo socialmente desiderabile, la scala è raramente riportata in letteratura negli studi sul trauma infantile, e la validazione della scala è scarsa.

Lo scopo principale dello studio è quello di indagare le potenziali differenze nel MD in un ampio campione di disturbi dello spettro schizofrenico (SZ), pazienti con un disturbo dello spettro bipolare (BD), pazienti con disturbo depressivo maggiore con almeno un episodio psicotico (n = 621) e individui sani (n = 299). Tutti i pazienti fanno parte dei più ampi disturbi del continuum della psicosi (Tesli et al., 2014). Ipotesi di studio: in primo luogo (sulla base dello studio di MacDonald et al., 2015, 2016) ci aspettiamo differenze nei punteggi MD tra il gruppo dei pazienti e il gruppo di controllo sano. Sulla base di punteggi di trauma simili all’interno del gruppo di pazienti (Etain et al., 2013; Aas et al., 2017) non ci aspettiamo differenze nel MD all’interno del gruppo di pazienti. In secondo luogo, abbiamo ipotizzato che i pazienti con gravi disturbi mentali riporteranno più esperienze traumatiche infantili rispetto al gruppo di controllo sano anche dopo aver corretto le potenziali differenze nello stile MD.

Materiali e metodi

Partecipanti

I partecipanti sono stati reclutati consecutivamente da unità psichiatriche (ambulatoriali e di degenza) in quattro grandi ospedali di Oslo come parte del più grande NORMENT, Thematically Organized Psychosis (TOP) Research Study. Lo studio attuale è composto da pazienti reclutati in qualsiasi momento tra il 2007 e il 2015, e da controlli reclutati in qualsiasi momento tra il 2011 e il 2015. Un totale di 621 partecipanti sono stati reclutati. Nel gruppo dello spettro schizofrenico, la maggioranza aveva una diagnosi di schizofrenia. All’interno del gruppo dello spettro bipolare, la maggioranza aveva una diagnosi di bipolare 1. Inoltre, 24 pazienti avevano una diagnosi di disturbo depressivo maggiore con caratteristiche psicotiche. Una storia di psicosi nei pazienti affettivi è stata basata su informazioni recuperate dall’intervista SCID. La maggior parte dei pazienti (70%; n = 437) stava assumendo farmaci antipsicotici al momento della valutazione. Inoltre, il 31% (n = 194) usava anche farmaci antidepressivi. Inoltre, il 27% (n = 169) dei pazienti prendeva stabilizzatori dell’umore al momento della valutazione. L’età media dei pazienti era di 30,4 ± 10,6 anni e 327 (53%) erano maschi. I pazienti con un disturbo bipolare con o senza caratteristiche psicotiche sono stati inclusi in questo studio. Tra i pazienti con una diagnosi di bipolare I, più di due terzi (69%) hanno avuto almeno un episodio psicotico, mentre un terzo di loro (31%) non ha avuto alcun episodio psicotico. Un gruppo di controllo sano di 299 partecipanti è stato reclutato dalle stesse aree geografiche dei pazienti. Il gruppo di controllo sano era simile per età (media ± SD: 30,1 ± 7,7) e per composizione di genere (56% maschi) rispetto al gruppo di pazienti (età: media ± SD: 30,4 ± 10,6; 53% maschi). Sia i pazienti che i controlli sani sono stati valutati da psichiatri o psicologi clinici. I controlli sani sono stati esaminati con un’intervista per catturare i sintomi della malattia mentale grave. Per aiutare a contrastare gli effetti delle differenze socio-economiche tra le diverse parti della città, i controlli sono stati reclutati in modo casuale dalle stesse aree della città dei pazienti. I controlli sani sono stati selezionati a caso dai registri statistici1 dello stesso bacino di utenza dei pazienti nella regione di Oslo. I criteri di esclusione per tutti i gruppi erano una condizione medica instabile o non controllata che interferisce con la funzione cerebrale, e un’età al di fuori della gamma di 18-65 anni. Il Comitato regionale per l’etica della ricerca medica e l’Ispettorato norvegese dei dati hanno approvato lo studio. Tutti i partecipanti hanno dato il loro consenso informato scritto.

Valutazione clinica

Psichiatri, medici e psicologi clinici formati hanno effettuato la valutazione clinica, e una diagnosi è stata basata sulla versione di ricerca della Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I disorders (SCID-I). Tutti i pazienti sono stati valutati sui moduli A, B, C, D, ed E. Inoltre, tutti i valutatori hanno finito un corso di formazione nella valutazione SCID basato sul programma di formazione presso l’UCLA (Ventura et al., 1998). L’affidabilità diagnostica è stata trovata soddisfacente (Ringen et al., 2008), con un accordo complessivo per le categorie diagnostiche DSM-IV dell’82% e un κ complessivo di 0,77 (95% CI: 0,60-0,94).

Childhood Trauma Questionnaire (CTQ)

Eventi traumatici nell’infanzia sono stati valutati utilizzando una versione norvegese della versione breve del CTQ (Bernstein et al., 2003; Aas et al., 2014). Questo questionario self-report con 28 item (Bernstein et al., 2003) fornisce punteggi su cinque sottoscale del trauma su un formato di scala Likert, che va da 1 a 5, da mai vero, a molto spesso vero. Sono state rilevate le seguenti cinque sottoscale: abuso emotivo (EA), abuso fisico (PA), abuso sessuale (SA), trascuratezza fisica (PN) e trascuratezza emotiva (EN), oltre a un punteggio totale del trauma come descritto in Bernstein et al. (1994, 2003). Il CTQ include anche una scala MD per rilevare la sottorappresentazione del trauma infantile sul CTQ. Tre affermazioni a punteggio inverso sono valutate su una scala Likert, con un’alta minimizzazione presente se il partecipante non cambierebbe nulla della sua famiglia, la sua famiglia era la migliore del mondo e ha avuto un'”infanzia perfetta”. Selezionando “molto probabile” per una qualsiasi di queste affermazioni si assegna un punto, consentendo un punteggio di 0-3. Bernstein e Fink (1998) hanno dichiarato che qualsiasi punteggio superiore a 0 indica la minimizzazione. Qualsiasi punteggio da 1 a 3 sulla Scala MD del CTQ suggerisce la possibile sottorappresentazione del maltrattamento (falsi negativi) (Bernstein e Fink, 1998). “No”, “basso”, “intermedio” e “alto” minimizzazione e negazione corrispondono a un punteggio MD di 0-3. Un punteggio MD di “sì” corrisponde ad almeno un item che misura MD è valutato come un 5 (“molto spesso vero”). “No” MD corrisponde a nessun punteggio di 5 (“molto spesso vero”) sui tre item che coprono MD sul CTQ. L’affidabilità della scala MD è stata precedentemente pubblicata in un ampio studio multicentrico (MacDonald et al., 2015, 2016), con un punteggio di affidabilità di 0,77. Nel nostro campione è stata osservata una consistenza interna da moderata a buona degli item del MD con un coefficiente alfa di Cronbach di 0,75. La validità della scala MD è stata stimata sulla base di un’alta correlazione con The BIDRs (Bernstein e Fink, 1998).

Analisi statistiche

I dati sono stati analizzati utilizzando il Predictive Analytic Software (PASW), versione 21 (ex SPSS Statistics). Il campione è stato diviso in un gruppo di minimizzazione vs. nessun gruppo di minimizzazione, con minimizzazione operativamente definita come un punteggio di 1 o superiore sulla scala MD. È stata inclusa anche la classificazione della gravità della MD (punteggi da 0 a 3). Le differenze nelle variabili categoriche (sesso, diagnosi e stato del gruppo) tra “minimizzatori” e “non minimizzatori” sono state testate utilizzando il test del chi-quadro. Poiché i dati sul trauma infantile erano asimmetrici, è stato eseguito il test Mann-Whitney U per valutare i punteggi CTQ nei minimizzatori e nei non minimizzatori con CTQ misurato come variabile continua. Per l’analisi di follow-up, il trauma infantile è stato dicotomizzato in due gruppi in base ad almeno un sottodominio del trauma infantile che raggiungeva livelli di rapporti da moderati a gravi seguendo la definizione di Bernstein et al. (1994, 2003) (vedi Tabella supplementare S1).

Le dimensioni degli effetti sono state calcolate usando la d di Cohen (Cohen, 1977). Per le dimensioni degli effetti abbiamo confrontato i punteggi del trauma nei pazienti rispetto al gruppo di controllo (Cohen’s d = M1-M2/spooled, dove spooled = √). Secondo Rosenthal e Rosnow (1984), le dimensioni degli effetti sono state considerate piccole per valori compresi tra 0,20 e 0,50, moderate per valori compresi tra 0,50 e 0,80, e grandi per valori superiori a 0,80. La regressione logistica è stata eseguita per indagare le differenze nei rapporti sul trauma infantile (raggiungendo un punteggio superiore al cutoff per il trauma da moderato a grave su almeno un sottodominio) e lo stato del gruppo (pazienti/controllati), correggendo per il MD. Il trauma infantile (sì/no) è stato inserito come variabile dipendente; il MD (sì/no) e lo stato del gruppo (pazienti/controlli) come variabili indipendenti con un livello di significatività prestabilito di 0,05.

Risultati

Demografici del campione secondo il punteggio MD

I demografici selezionati dei gruppi di minimizzazione (MD) e non minimizzazione (nessun MD) sono presentati nella tabella 1. Dei 920 partecipanti allo studio, il 32% (N = 294) ha dimostrato un punteggio MD e il 68% (N = 626) no. Né il sesso (P = 0,98), né il gruppo di pazienti (P = 0,70) né l’età (P = 0,87) avevano un’associazione significativa con il punteggio MD (vedi Tabella 1).

Trauma infantile e punteggio MD

42,8% dei controlli aveva un punteggio MD di ≥1 rispetto al 26,7% dei pazienti (X2= 23,99, P < 0,001). Il 51% dei pazienti ha riportato almeno un sottodominio del trauma infantile (punteggio da ≥moderato a grave sul CTQ), rispetto al 9% dei controlli (X2= 148,0, df = 1, P < 0,001, Cohen’s d = 1,18). Escludendo i partecipanti con punteggi MD ≥ 1, il 61% dei pazienti ha riportato almeno un sottodominio del trauma infantile (punteggio da moderato a grave sul CTQ) rispetto al 15% dei controlli sani (X2= 99,3, df = 1, P < 0,001, Cohen’s d = 1,27, vedi Figura 1). Nel gruppo di pazienti, un punteggio MD di ≥ 1 è stato associato a un punteggio CTQ più basso, rispetto ai pazienti con MD < 1 (test Mann-Whitney: Z = -10,66, P < 0,001). Anche nei controlli avere un punteggio MD di ≥1 era associato con un punteggio CTQ più basso, rispetto ai controlli con MD < 1 (test di Mann-Whitney: Z = -9,29, P < 0,001). Dividendo in sottodomini del trauma infantile, i minimizzatori (punteggio MD ≥ 1) hanno presentato punteggi CTQ significativamente più bassi in tutti i sottotipi di trauma rispetto ai pazienti e ai controlli con MD < 1 (vedi figure supplementari S1, S2 e tabella S2), con i risultati più significativi per la negligenza emotiva.

Una differenza significativa nel trauma infantile (sì/no ) è stata osservata tra i pazienti e i controlli anche dopo aver controllato per MD .

Dividendo in nessuna, bassa, intermedia e alta minimizzazione e negazione (punteggio MD di 0-3 rispettivamente), i controlli avevano più frequentemente un punteggio di MD intermedio o alto rispetto ai pazienti (X2= 48.7, df = 1, P < 0.00.1 vedi Figura 2).

Discussione

A nostra conoscenza lo studio attuale è uno dei primi studi ad indagare la minimizzazione e la negazione tramite la scala MD e i rapporti retrospettivi dei traumi infantili tra individui sani e in individui con un grave disturbo mentale (SZ, BD, o disturbi depressivi maggiori con almeno un episodio psicotico). Nel nostro studio il punteggio MD era elevato negli individui sani rispetto al gruppo di pazienti. Un’associazione negativa significativa è stata osservata tra i punteggi MD e CTQ. Quando abbiamo rimosso i partecipanti con punteggi MD ≥ 1, i pazienti hanno ancora riportato un numero significativamente maggiore di esperienze di trauma infantile rispetto al gruppo di controllo sano (Cohen’s d = 1,27). Nessuna differenza nel MD è stata osservata all’interno del campione di pazienti (disturbo dello spettro schizofrenico, pazienti con un disturbo bipolare, o pazienti con disturbo depressivo maggiore con almeno un episodio psicotico). Quando abbiamo esaminato l’impatto del MD sui punteggi della subscala CTQ, abbiamo trovato l’effetto maggiore per i pazienti e i controlli sulla subscala di trascuratezza emotiva CTQ. Risultati simili sono stati riportati nello studio di MacDonald et al. (2016). Così, l’approvazione del MD sembra essere specificamente sensibile alla negligenza emotiva. Sembra che quelli con trascuratezza emotiva sarebbero meno propensi ad affermare di avere una famiglia perfetta. Come discusso nell’articolo di MacDonald et al. (2016) le ragioni di ciò possono includere la sovrapposizione dei contenuti (per esempio quattro dei cinque item che compongono la subscala di trascuratezza emotiva contengono la parola “famiglia” rispetto a due dei tre item che compongono il punteggio MD).

I nostri risultati supportano l’evidenza di una maggiore prevalenza del trauma infantile nei pazienti con gravi disturbi mentali rispetto alla popolazione normale, come costantemente riportato in letteratura (Etain et al., 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010). Simile al grande studio multicentrico di MacDonald et al. (2016) composto da individui sani e vari pazienti psichiatrici, abbiamo trovato che i pazienti avevano una minore minimizzazione rispetto agli individui sani. Questo potrebbe essere dovuto a una maggiore proporzione di individui senza una malattia mentale per ricordare gli eventi della vita con una “visione rosea” (Mitchell et al., 1997), un bias di positività di richiamo non dimostrato per esempio da individui depressi (Ben-Zeev e Young, 2010). Questo bias di positività potrebbe essere una ragione per il MD elevato tra gli individui sani nel nostro studio, con la realtà delle esperienze infantili traumatiche selettivamente sotto-riportato per mantenere ciò che Heider coniato come ‘individui prospettiva positiva’ (Heider, 1958). Questa illusione di positività è stata ripetutamente caratterizzata come un tipico meccanismo cognitivo tra gli individui sani nelle culture occidentali (Taylor e Brown, 1994; Greenwald et al., 2002), con lo scopo di preservare la salute mentale. Il desiderio umano di stima e il bisogno di vedere se stessi in modo positivo costituiscono una funzione importante nella nostra autoconservazione psicologica (Baumeister e Leary, 1995). Questo può anche comportare vedere gli altri significativi, come i genitori, in una luce più positiva. Una meta-analisi di 266 studi supporta un bias attributivo significativamente più piccolo nei campioni psicopatologici (Cohen’s d effect size = 0.48) rispetto agli individui senza psicopatologia (Cohen’s d = 1.28) (Mezulis et al., 2004). Sulla base di quanto sopra, suggeriamo che sono necessari ulteriori studi per indagare se le differenze nello stile di attribuzione autoservente influenzano le risposte ai questionari retrospettivi e alle interviste in diversi gruppi di popolazione.

Limitazioni dello studio

Il trauma infantile è stato raccolto utilizzando il CTQ, una misura retrospettiva delle esperienze di trauma infantile con la debolezza ereditata del suo design retrospettivo. Tuttavia, le informazioni retrospettive sul trauma infantile sono una misura frequentemente usata con alta affidabilità e validità in una popolazione psicotica (Fisher et al., 2011). I resoconti dei traumi infantili sono risultati stabili nel tempo (affidabilità test-retest), oltre a una grande sovrapposizione di resoconti di traumi infantili tra fonti diverse. La validità della misura MD necessita di ulteriori indagini. Non avevamo dati sulla desiderabilità sociale o sullo stile di attribuzione, quindi possiamo solo ipotizzare che le differenze di minimizzazione tra i nostri gruppi fossero basate su differenze nella desiderabilità sociale e nello stile di attribuzione. Un’ulteriore limitazione è la mancata valutazione della presenza di disturbi di personalità dell’Asse II. L’alta probabilità di disturbi dell’Asse II non riconosciuti può sottostimare l’effetto del MD. È ben documentato che gli individui con un disturbo di personalità, in particolare il cluster B (borderline, istrionico, narcisistico o antisociale) riferiscono più spesso una storia di abuso (Molnar et al., 2001). È probabile che le diagnosi di disturbo di personalità fossero presenti nella popolazione psichiatrica, a causa della loro elevata comorbidità con le diagnosi di Asse I (Links e Eynan, 2013). La presenza di diagnosi di disturbo di personalità all’interno del campione di pazienti può aver influenzato sia i punteggi CTQ che i livelli di minimizzazione e negazione del trauma passato.

Conclusione

Sono stati osservati punteggi MD più alti nel gruppo di controllo sano, che potrebbero essere basati su un maggiore bias di autosuggestione, potenzialmente attenuato nel gruppo psichiatrico. I clinici e i ricercatori trarrebbero beneficio dall’includere la componente MD del CTQ quando valutano le informazioni retrospettive del trauma infantile per escludere potenziali effetti del MD.

Contributi degli autori

MA, CC, OA, SL, e IM hanno contribuito al disegno dello studio e al processo di scrittura.

Finanziamento

Questo studio è stato finanziato da sovvenzioni dell’Università di Oslo, dell’Autorità Sanitaria del Sud-Est della Norvegia (#2013088, #2006258, #2017060) e del Consiglio di Ricerca della Norvegia (#213837, #223273, #190311/V50) e dalla Fondazione KG Jebsen. Questo studio è stato anche finanziato dalla sovvenzione NARSAD Young Investigator (ID: 22388) a MA.

Conflict of Interest Statement

Gli autori dichiarano che la ricerca è stata condotta in assenza di relazioni commerciali o finanziarie che potrebbero essere interpretate come un potenziale conflitto di interessi.

Acknowledgments

Ringraziamo i pazienti che hanno partecipato allo studio e il NORMENT che ha contribuito alla raccolta dati. Tutti gli autori hanno contribuito al manoscritto.

Materiale supplementare

Il materiale supplementare per questo articolo può essere trovato online su: https://www.frontiersin.org/article/10.3389/fpsyg.2017.01276/full#supplementary-material

Footnotes

1. ^ www.ssb.no