Frontiers in Psychology

Introduktion

En historia av barndomstrauma rapporteras i mycket högre grad hos personer med allvarliga psykiska störningar jämfört med friska individer (Etain et al., 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010), kopplat till uppkomsten av psykotiska upplevelser (McGrath et al., 2017) och allvarligare kliniska drag (Yung et al., 2015). Graden av barnmisshandel i den allmänna befolkningen har uppskattats till 11 % för sexuella övergrepp och 24 % för fysiska övergrepp (Storbritannien, May-Chahal och Cawson, 2005). Detta kan jämföras med siffror närmare 50 % hos patienter med en psykotisk sjukdom som består av både sexuella och fysiska övergrepp (Read et al., 2005). De flesta studier, inklusive de ovan nämnda, har använt retrospektiva intervjuer, t.ex. Childhood Trauma Questionnaire (CTQ) för att bedöma traumatiska upplevelser, genom att fråga vuxna om upplevelser under barndomen. Helst skulle en historia av barndomstrauma bedömas med hjälp av faktiska kohortregister över försummelser och övergrepp i barndomen i longitudinella studier. I studien av Widom m.fl. (2005) jämfördes kohortdata om försummelse och övergrepp i barndomen i longitudinella studier med självrapporterade mått på försummelse och övergrepp i barndomen i retrospektiva studier, vilket visade att de självrapporterade måtten hade god validitet (Widom m.fl., 2005). Eftersom det ofta inte är möjligt att få fram faktiska rapporter om övergrepp och försummelse i barndomen behöver fältet ett verktyg för att mäta självrapporteringsbias vid bedömning av barndomstrauman, särskilt för personer med allvarlig psykisk ohälsa. Man vet inte mycket om potentiella störande faktorer, t.ex. skillnader i minimering och förnekande i retrospektiva rapporter om barndomstrauman. Mot bakgrund av CTQ:s retrospektiva karaktär kan en svarsbias försvaga måttets validitet. Skalan för minimering/förnekelse (MD) är utformad för att upptäcka en svarsbias som minimerar omfattningen av det upplevda barndomstraumat. Minimering och förnekelse som mäts med MD-skalan består av att man i hög grad håller med om följande: ”Det fanns inget jag ville ändra i min familj”, ”Jag hade en perfekt barndom” och ”Jag hade världens bästa familj” (Bernstein och Fink, 1998). Även om minimering har fått viss uppmärksamhet på senare tid (MacDonald et al., 2015, 2016) är forskningen fortfarande sparsam när det gäller validiteten av detta mått; om det finns skillnader i minimering mellan olika populationer, eller om mängden ”sann” misshandel/försummelse som rapporteras beror på MD-nivån.

Retrospektiva rapporter om barndomstrauman har kritiserats för att de har en tendens att under- snarare än överrapportera traumatiska upplevelser från barndomen jämfört med andra bedömningsmetoder (anteckningar från sjukvårdspersonal, syskonintervjuer, och så vidare) (Fisher et al., 2011). MD-skalan skulle kunna användas för att kvantifiera den potentiella effekten av minimering på uppgifter om barndomstrauman som samlas in retrospektivt. MD-skalan korrelerar med Balanced Inventory of Desirable Responses (BIDRs) (ett mått på social önskvärdhet) och stöder MD när det gäller att upptäcka en bias av social önskvärdhet (Bernstein och Fink, 1998). Social önskvärdhet är en kognitiv process där relevant information bearbetas på ett socialt önskvärt sätt (Holtgraves, 2004). Social önskvärdhet har, förutom att korrelera med MD-skalan, kopplats till högre poäng på egenskapen självbedrägeri (Holtgraves, 2004). Även om MD-skalan har föreslagits korrelera med att redigera relevant information på ett socialt önskvärt sätt, rapporteras skalan sällan i litteraturen i studier av barndomstrauman, och valideringen av skalan är sparsam.

Det huvudsakliga syftet med studien är att undersöka potentiella skillnader i MD i ett stort urval av personer med schizofrenispektrumstörningar (SZ), patienter med bipolär spektrumstörning (BD), patienter med major depressiv störning med minst en psykotisk episod (n = 621) och friska individer (n = 299). Alla patienter ingår i det bredare psykoskontinuumet störningar (Tesli et al., 2014). Studiens hypotes: För det första (baserat på studien av MacDonald et al., 2015, 2016) förväntar vi oss skillnader i MD-poäng mellan patientgruppen och den friska kontrollgruppen. Baserat på liknande traumapoäng inom patientgruppen (Etain et al., 2013; Aas et al., 2017) förväntas inga skillnader i MD inom patientgruppen. För det andra antog vi att patienter med allvarliga psykiska störningar kommer att rapportera fler traumatiska upplevelser från barndomen än den friska kontrollgruppen även efter att ha korrigerat för potentiella skillnader i MD-stil.

Material och metoder

Deltagare

Deltagarna rekryterades efter varandra från psykiatriska avdelningar (öppen- och slutenvård) på fyra större sjukhus i Oslo som en del av den större NORMENT-forskningsstudien, tematiskt organiserad psykos (TOP). Den aktuella studien består av patienter som rekryterades när som helst mellan 2007 och 2015 och kontroller som rekryterades när som helst mellan 2011 och 2015. Totalt rekryterades 621 deltagare. Inom gruppen med schizofrenispektrum hade majoriteten en schizofrenidiagnos . Inom gruppen med bipolärt spektrum hade majoriteten en bipolär 1-diagnos . Dessutom hade 24 patienter en diagnos av major depressiv sjukdom med psykotiska drag. En historia av psykos hos affektiva patienter baserades på information hämtad från SCID-intervjun. Majoriteten av patienterna (70 %; n = 437) tog antipsykotiska läkemedel vid tidpunkten för bedömningen. Dessutom använde 31 % (n = 194) även antidepressiva läkemedel. Dessutom tog 27 % (n = 169) av patienterna stämningsstabiliserande läkemedel vid tidpunkten för bedömningen. Patienternas medelålder var 30,4 ± 10,6 år och 327 (53 %) av dem var män. Patienter med bipolär sjukdom med eller utan psykotiska drag ingick i studien. Bland patienter med bipolär I-diagnos hade mer än två tredjedelar (69 %) minst en psykotisk episod, medan en tredjedel av dem (31 %) inte hade någon psykotisk episod. En frisk kontrollgrupp med 299 deltagare rekryterades från samma geografiska områden som patienterna. Den friska kontrollgruppen var likvärdig i fråga om ålder (medelvärde ± SD: 30,1 ± 7,7) och könssammansättning (56 % män) jämfört med patientgruppen (ålder: medelvärde ± SD: 30,4 ± 10,6; 53 % män). Både patienter och friska kontroller bedömdes av utbildade psykiatriker eller kliniska psykologer. Friska kontroller undersöktes med en intervju för att fånga upp symtom på allvarlig psykisk sjukdom . För att motverka effekterna av socioekonomiska skillnader mellan olika delar av staden rekryterades kontrollerna slumpmässigt från samma stadsområden som patienterna. De friska kontrollerna valdes slumpmässigt ut från statistiska register1 från samma upptagningsområde som patienterna i Oslo-regionen. Uteslutningskriterierna för alla grupper var ett instabilt eller okontrollerat medicinskt tillstånd som stör hjärnans funktion och en ålder utanför intervallet 18-65 år. Den regionala kommittén för medicinsk forskningsetik och den norska datainspektionen godkände studien. Alla deltagare gav sitt skriftliga informerade samtycke.

Klinisk bedömning

Utbildade psykiatriker, läkare och kliniska psykologer utförde den kliniska bedömningen, och diagnosen baserades på forskningsversionen av Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I disorders (SCID-I). Alla patienter bedömdes på modulerna A, B, C, D och E. Dessutom avslutade alla bedömare en utbildning i SCID-bedömning baserad på utbildningsprogrammet vid UCLA (Ventura et al., 1998). Den diagnostiska tillförlitligheten befanns vara tillfredsställande (Ringen et al., 2008), med en övergripande överensstämmelse för DSM-IV-diagnostiska kategorier på 82 % och en övergripande κ på 0,77 (95 % KI: 0,60-0,94).

Childhood Trauma Questionnaire (CTQ)

Traumatiska händelser i barndomen bedömdes med hjälp av en norsk version av den korta versionen av CTQ (Bernstein et al., 2003; Aas et al., 2014). Detta självskattningsformulär med 28 frågor (Bernstein et al., 2003) ger poäng på fem underskalor av trauma på en Likertskala, som sträcker sig från 1 till 5, från aldrig sant till mycket ofta sant. Följande fem underskalor fångades upp: emotionell misshandel (EA), fysisk misshandel (PA), sexuell misshandel (SA), fysisk försummelse (PN) och emotionell försummelse (EN), samt en total poäng för trauma enligt beskrivning i Bernstein et al. (1994, 2003). CTQ innehåller också MD-skalan för att upptäcka underrapportering av barndomstrauma i CTQ. Tre omvända påståenden värderas på en Likertskala, där hög minimering föreligger om deltagaren inte skulle ändra något om sin familj, deras familj var den bästa i världen och de hade den ”perfekta barndomen”. Om man väljer ”mycket sannolikt” för något av dessa påståenden tilldelas en poäng, vilket ger en poängsättning på 0-3. Bernstein och Fink (1998) uppgav att varje poäng över 0 tyder på minimering. Alla poäng från 1 till 3 på CTQ:s MD-skala tyder på en möjlig underrapportering av misshandel (falskt negativa) (Bernstein och Fink, 1998). ”Ingen”, ”låg”, ”medelhög” och ”hög” minimering och förnekelse motsvarar en MD-poäng på 0-3. En MD-poäng på ”ja” motsvarar minst en punkt som mäter MD och poängsätts som en 5 (”mycket ofta sant”). ”Ingen” MD motsvarar en poäng på 5 (”mycket ofta sant”) på de tre punkter som täcker MD i CTQ. Tillförlitligheten hos MD-skalan har tidigare publicerats i en stor multicenterstudie (MacDonald et al., 2015, 2016), med ett tillförlitlighetsvärde på 0,77. I vårt urval observerades en måttlig till god intern konsistens för MD-frågorna med en Cronbachs alfakoefficient på 0,75. Validiteten av MD-skalan har uppskattats utifrån en hög korrelation med The BIDRs (Bernstein och Fink, 1998).

Statistiska analyser

Data analyserades med hjälp av Predictive Analytic Software (PASW), version 21 (tidigare SPSS Statistics). Urvalet delades in i en grupp med minimering kontra ingen minimering, där minimering operativt definierades som en poäng på 1 eller högre på MD-skalan. Gradering av MD:s svårighetsgrad (poängsättning från 0 till 3) ingick också. Skillnader i kategoriska variabler (kön, diagnos och gruppstatus) mellan ”minimisatorer” och ”icke-minimisatorer” testades med hjälp av chi-två-testet. Eftersom uppgifterna om barndomstrauman var snedfördelade utfördes Mann-Whitney U-test för att bedöma CTQ-poängen hos ”minimizers” och ”non-minimizers” med CTQ mätt som en kontinuerlig variabel. För uppföljningsanalysen dikotomiserades barndomstrauma i två grupper baserat på att minst en underdomän av barndomstrauma nådde nivåer av måttliga till allvarliga rapporter enligt definitionen av Bernstein et al. (1994, 2003) (se kompletterande tabell S1).

Effektstorlekar beräknades med hjälp av Cohens d (Cohen, 1977). För effektstorlekarna jämförde vi traumapoäng hos patienterna jämfört med kontrollgruppen (Cohens d = M1-M2/spolad, där spolad = √). Enligt Rosenthal och Rosnow (1984) ansågs effektstorleken vara liten för värden mellan 0,20 och 0,50, måttlig för värden mellan 0,50 och 0,80 och stor för värden över 0,80. Logistisk regression utfördes för att undersöka skillnader i rapporter om barndomstrauma (att nå över gränsvärdet för måttligt till allvarligt trauma på minst ett subdomän) och gruppstatus (patienter/kontrollanter), med korrigering för MD. Barndomstrauma (ja/nej) angavs som beroende variabel; MD (ja/nej) och gruppstatus (patienter/kontroller) som oberoende variabler med en förinställd signifikansnivå på 0,05.

Resultat

Sampelns demografi enligt MD-poäng

Utvalda demografiska data för grupperna med minimering (MD) och utan minimering (ingen MD) presenteras i tabell 1. Av de 920 studiedeltagarna uppvisade 32 % (N = 294) en MD-poäng och 68 % (N = 626) hade ingen MD-poäng. Varken kön (P = 0,98), patientgrupp (P = 0,70) eller ålder (P = 0,87) hade ett signifikant samband med MD-poäng (se tabell 1).

Barndomstrauma och MD-poäng

42,8 % av kontrollerna hade en MD-poäng på ≥1 jämfört med 26,7 % av patienterna (X2= 23,99, P < 0,001). 51 % av patienterna rapporterade minst en subdomän av barndomstrauma (≥moderat till svår poäng på CTQ), jämfört med 9 % av kontrollerna (X2= 148,0, df = 1, P < 0,001, Cohen’s d = 1,18). Om man exkluderar deltagare med MD-poäng ≥ 1, rapporterade 61 % av patienterna minst en underdomän av barndomstrauma (≥ måttlig till svår poäng på CTQ) jämfört med 15 % av de friska kontrollerna (X2= 99,3, df = 1, P < 0,001, Cohen’s d = 1,27, se figur 1). I patientgruppen var en MD-poäng ≥1 förknippad med lägre CTQ-poäng, jämfört med patienterna med MD < 1 (Mann-Whitney-test: Z = -10,66, P < 0,001). Även hos kontrollerna som hade en MD-poäng ≥1 var associerat med lägre CTQ-poäng, jämfört med kontroller med MD < 1 (Mann-Whitney-test: Z = -9,29, P < 0,001). Om man delar upp i subdomäner av barndomstrauma uppvisade minimerare (MD-poäng ≥ 1) signifikant lägre CTQ-poäng i alla subtyper av trauma jämfört med patienter och kontroller med MD < 1 (se kompletterande figurer S1, S2 och tabell S2), med de mest signifikanta fynden för känslomässig försummelse.

En signifikant skillnad i barndomstrauma (ja/nej ) observerades mellan patienter och kontroller även efter att ha kontrollerat för MD .

Om man delar in dem i ingen, låg, medelhög och hög minimering och förnekelse (MD-poäng 0-3 respektive) hade kontrollerna oftare en poäng på medelhög eller hög MD jämfört med patienterna (X2= 48.7, df = 1, P < 0,00.1 se figur 2).

Diskussion

Såvitt vi vet är den aktuella studien en av de första studierna som undersöker minimering och förnekelse med hjälp av MD-skalan och retrospektiva rapporter om barndomstrauman bland friska individer och hos individer med en allvarlig psykisk störning (SZ, BD eller större depressionssyndrom med minst en psykotisk episod). I vår studie var MD-poängen förhöjd hos friska individer jämfört med patientgruppen. Ett signifikant negativt samband observerades mellan MD och CTQ-poäng. När vi tog bort deltagare med MD-poäng ≥ 1 rapporterade patienterna fortfarande betydligt fler traumatiska upplevelser från barndomen än den friska kontrollgruppen (Cohens d = 1,27). Ingen skillnad i MD observerades inom patienturvalet (schizofrenispektrumtillstånd, patienter med bipolär sjukdom eller patienter med major depressiv sjukdom med minst en psykotisk episod). När vi undersökte MD:s inverkan på CTQ:s subskalapoäng fann vi den största effekten för patienter och kontroller på CTQ:s subskala för emotionell försummelse. Liknande resultat har rapporterats i studien av MacDonald et al. (2016). Således verkar stöd för MD vara specifikt känsligt för emotionell försummelse. Det verkar som om personer med emotionell försummelse skulle vara mindre benägna att hävda att de hade en perfekt familj. Som diskuteras i artikeln av MacDonald et al. (2016) kan orsakerna till detta inkludera innehållsmässig överlappning (till exempel innehåller fyra av de fem punkter som ingår i subskalan emotionell försummelse ordet ”familj” jämfört med två av de tre punkter som ingår i MD-poängen).

Våra resultat stödjer bevis för att det finns en högre prevalens av barndomstrauman hos patienter med allvarliga psykiska störningar än hos normalbefolkningen, vilket konsekvent rapporteras i litteraturen (Etain et al., 2008, 2013; Fisher et al., 2010; Mondelli et al., 2010). I likhet med den stora multicenterstudien av MacDonald et al. (2016) som bestod av friska individer och olika psykiatriska patienter, fann vi att patienterna hade lägre minimering än de friska individerna. Detta kan bero på att individer utan psykisk sjukdom i större utsträckning minns livshändelser med en ”rosenröd syn” (Mitchell et al., 1997), en positivitetsförvrängd minnesförmåga som till exempel inte uppvisas av deprimerade individer (Ben-Zeev och Young, 2010). Denna positivitetsbias kan vara en orsak till den förhöjda MD bland friska individer i vår studie, där verkligheten av traumatiska barndomsupplevelser selektivt underrapporteras för att upprätthålla vad Heider myntade som ”individens positiva syn” (Heider, 1958). Denna positivitetsillusion har upprepade gånger karakteriserats som en typisk kognitiv mekanism bland friska individer i västerländska kulturer (Taylor och Brown, 1994; Greenwald et al., 2002), som tjänar ett syfte att bevara den mentala hälsan. Människans önskan om uppskattning och behovet av att se sig själv positivt utgör en viktig funktion i vårt psykologiska självbevarande (Baumeister och Leary, 1995). Detta kan också innebära att se betydelsefulla andra, t.ex. föräldrar, i ett mer positivt ljus. En metaanalys av 266 studier stödjer en betydligt mindre självbevarande attributionsbias i psykopatologiska prover (Cohens d-effektstorlek = 0,48) jämfört med individer utan psykopatologi (Cohens d = 1,28) (Mezulis et al., 2004). Baserat på ovanstående föreslår vi att det behövs fler studier för att undersöka om skillnader i stilen för egentilldelning påverkar svaren på retrospektiva frågeformulär och intervjuer i olika befolkningsgrupper.

Studiebegränsningar

Ungdomstrauman samlades in med hjälp av CTQ, ett retrospektivt mått på traumaupplevelser i barndomen med den nedärvda svagheten att den är retrospektivt utformad. Retrospektiv information om barndomstrauma är dock ett ofta använt mått med hög tillförlitlighet och validitet i en psykotisk population (Fisher et al., 2011). Rapporter om barndomstrauma har visat sig vara stabila över tid (test-retest reliabilitet) förutom en stor överlappning av rapporter om barndomstrauma i olika källor . Validiteten hos MD-måttet behöver undersökas ytterligare. Vi hade inga uppgifter om social önskvärdhet eller attributionsstil, därför kan vi bara spekulera i om skillnaderna i minimering mellan våra grupper baserades på skillnader i social önskvärdhet och attributionsstil. Ytterligare en begränsning är att vi inte lyckades bedöma förekomsten av personlighetsstörningar på axel II. Den höga sannolikheten för obeaktade axel II-störningar kan underskatta effekten av MD. Det är väldokumenterat att personer med en personlighetsstörning, särskilt kluster B (borderline, histrionisk, narcissistisk eller antisocial) oftare rapporterar en historia av missbruk (Molnar et al., 2001). Det är troligt att personlighetsstörningsdiagnoser fanns i den psykiatriska populationen, på grund av deras höga komorbiditet med axel I-diagnoser (Links och Eynan, 2013). Förekomsten av personlighetsstörningsdiagnoser i patienternas urval kan ha påverkat både CTQ-poäng och nivåer av minimering och förnekande av tidigare trauman.

Slutsats

Högre MD-poäng observerades särskilt i den friska kontrollgruppen, vilket skulle kunna vara baserat på förstärkt självupplevd bias, potentiellt dämpad i den psykiatriska gruppen. Kliniker och forskare skulle ha nytta av att inkludera MD-komponenten i CTQ vid bedömning av retrospektiv information om barndomstrauma för att utesluta potentiella effekter av MD.

Författarbidrag

MA, CC, OA, SL och IM bidrog till studiedesignen och skrivprocessen.

Finansiering

Denna studie finansierades med bidrag från Oslo universitet, Sydöstra Norges hälsomyndighet (#2013088, #2006258, #2017060) och Norges forskningsråd (#213837, #223273, #190311/V50) och KG Jebsen Foundation. Denna studie finansierades också av NARSAD Young Investigator-stipendiet (ID: 22388) till MA.

Intressekonfliktförklaring

Författarna förklarar att forskningen genomfördes i avsaknad av kommersiella eller ekonomiska relationer som skulle kunna uppfattas som en potentiell intressekonflikt.

Acknowledgments

Vi tackar patienterna som deltog i studien och NORMENT som bidrog till datainsamlingen. Alla författare bidrog till manuskriptet.

Supplementärt material

Det kompletterande materialet till denna artikel finns online på: https://www.frontiersin.org/article/10.3389/fpsyg.2017.01276/full#supplementary-material

Footnotes

1. ^ www.ssb.no