ISSN: 1888-9891

revista de psiquiatría y salud mental

Revista de

Psiquiatría y Salud Mental

Órgano Oficial de la Sociedad Española de Psiquiatría y de la Sociedad Española de Psiquiatría Biológica

Volumen 2, Número 4.

Octubre-Diciembre 2009

EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

ψ

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN octubre-diciembre 2009

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales AGENDA

- volumen 2 - numero 4

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Revista de

Psiquiatría y Salud Mental

Sumario

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Volumen 2, Número 4/2009

EDITORIAL 147 Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos

J.I. Escobar

ORIGINALES 150 Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter

 . Ahuir, M. Bernardo, E. de la Serna, S. Ochoa, J. Carlson, G. Escartín, M A. Gutiérrez-Zotes, J. Valero, M. Salamero, S. Cañizares, E. FernándezEgea, J. Cañete y P. Gallo

160 Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

D. Gil, R. Bengochea, M. Arrieta, M. Fernández, A. Álvarez, R. Sánchez, R. Prat y A. Arce

169 Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave

M.P. García-Portilla, P.A. Sáiz, E.M. Díaz-Mesa, E. Fonseca, M. Arrojo, P. Sierra, F. Sarramea, E. Sánchez, J.M. Goikolea, V. Balanzá, A. Benabarre y J. Bobes

178 Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento

S . Jiménez-Murcia, R. Granero Pérez, F. Fernández-Aranda, E. Álvarez Moya, M.N. Aymamí, M. Gómez-Peña, B. Bueno, J.J. Santamaría, L. Moragas, E. Penelo, N. Jaurrieta, M.P. Alonso, C. Segalàs, E. Real, J. Labad, F. Bove, J.Vallejo y J.M. Menchón

REVISIÓN 190 Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales

J.A. Becerra García

AGENDA 197 

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Revista de

Psiquiatría y Salud Mental

Contents

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Volume 2, Number 4/2009

EDITORIAL 147 Psychiatrists and the pharmaceutical industry: a current topics

J.I. Escobar

ORIGINALES 150 Adaptation and validation of the Spanish version of the Strauss and Carpenter Prognostic Scale for Schizophrenia

 . Ahuir, M. Bernardo, E. de la Serna, S. Ochoa, J. Carlson, G. Escartín, M A. Gutiérrez-Zotes, J. Valero, M. Salamero, S. Cañizares, E. FernándezEgea, J. Cañete and P. Gallo

160 Validity of the cognitive factor of the Positive and Negative Syndrome Scale as a measure of cognitive functioning in schizophrenia

D. Gil, R. Bengochea, M. Arrieta, M. Fernández, A. Álvarez, R. Sánchez, R. Prat and A. Arce

169 Psychometric performance of the Oviedo Sleep Questionnaire in patients with severe mental disorder

M.P. García-Portilla, P.A. Sáiz, E.M. Díaz-Mesa, E. Fonseca, M. Arrojo, P. Sierra, F. Sarramea, E. Sánchez, J.M. Goikolea, V. Balanzá, A. Benabarre and J. Bobes

178 Comorbidity in pathological gambling: clinical variables, personality and treatment response

S . Jiménez-Murcia, R. Granero Pérez, F. Fernández-Aranda, E. Álvarez Moya, M.N. Aymamí, M. Gómez-Peña, B. Bueno, J.J. Santamaría, L. Moragas, E. Penelo, N. Jaurrieta, M.P. Alonso, C. Segalàs, E. Real, J. Labad, F. Bove, J.Vallejo and J.M. Menchón

REVIEW 190 Etiology of pedophilia from a neurodevelopmental perspective: markers and brain alterations

J.A. Becerra García

AGENDA 197 

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Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):147-149 ISSN: 1888-9891

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Órgano Oficial de la Sociedad Española de Psiquiatría y de la Sociedad Española de Psiquiatría Biológica

Volumen 2, Número 4.

Octubre-Diciembre 2009

EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

ψ

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales

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AGENDA

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EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos Psychiatrists and the pharmaceutical industry: a current topic Javier I. Escobar Decano de Salud Global y Profesor de Psiquiatría y Medicina de Familia, Universidad de Medicina y Odontología de New Jersey-Facultad de Medicina Robert Wood Johnson, New Brunswick, New Jersey, Estados Unidos

Se “agua la fiesta”. Quienes asistimos anualmente a los congresos de la asociación psiquiátrica americana (APA) —entre ellos, muchos colegas españoles— observamos cambios radicales en el reciente congreso reunido en San Francisco. Estos cambios son un reflejo de la disminución del presupuesto para la reunión, debido a una participación cada vez menor de las compañías farmacéuticas como resultado de la economía global y regulaciones para combatir conflictos de intereses. Para el próximo año, los simposios de la industria con sus presentadores adiestrados, autoritarios, de dicción impecable, y diapositivas diseñadas por publicistas serán eliminados. Se acaban, además, los despliegues comerciales abigarrados, los souvenirs estampados con sellos de medicamentos, las recepciones y cenas “gratis” y los affaires en honor a presidentes entrantes y salientes, es decir, se nos llevan lo “gozoso” de la reunión anual. Los journals también sufren. Lo que observamos en la reunión anual también comenzamos a observarlo en publicaciones de la APA, tales como el American Journal of Psychiatry y el Psychiatric Services, los que se han visto afectados por la disminución de avisos de propaganda de medicamentos. Ya habréis notado que en sus últimas ediciones, el American Journal of Psychiatry ha reducido el número de páginas y artículos en forma drástica, y el Psychiatric Services ha anunciado el cese de su distribución gratuita y anda en búsqueda de nuevos suscriptores, un objetivo difícil de alcanzar en esta época en que todo lo buscamos en la red.

Correo electrónico: [email protected]

¿Cuáles son las causas de esta situación? Es obvio que la reducción de presupuestos de las corporaciones, como consecuencia de la situación económica global, puede tener un papel. Sin embargo, pienso que ésta es una reacción refleja de las compañías farmacéuticas a las acciones de grupos organizados como la APA, en sus esfuerzos por combatir conflictos de intereses. Aunque conflictos de intereses también existen en el caso de las demás especialidades médicas, los psiquiatras hemos sido el grupo más afectado, al menos inicialmente, ya que fuimos la primera “diana” de las investigaciones del senador Charles Grassley, un republicano del comité financiero del senado quien prácticamente se ha “cebado” en atormentar a psiquiatras prominentes. Los “notables” en los diarios. Entre los “notables” envueltos en este escándalo, se encuentran Charles Nemeroff, jefe de cátedra de la Universidad de Emory, acusado por el senador de no declarar más de medio millón de dólares recibidos de la compañía GlaxoSmithKline, lo que aparentemente influyó en sus investigaciones y publicaciones1 y Alan Shatzberg, jefe de cátedra de Stanford, quien, se alega, controlaba más de 6 millones de dólares en acciones de Corcept Therapeutics, una compañía cofundada por él y que estaba evaluando mifepristona, un viejo fármaco para inducir abortos, como tratamiento para la depresión psicótica2. En el caso de otro catedrático, Martin Keller de la Universidad de Brown, se comunicaron también ingresos millonarios de compañías farmacéuticas en la pasada década, que se cree influyeron en los resultados de sus estudios clínicos con medicamentos tales como Paxil3. Otro es el caso de Joseph Biederman, profesor de Harvard, quien recibió casi dos millones de dólares como consultor y expositor

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148 de compañías farmacéuticas entre 2000 y 2007, promoviendo el diagnóstico de trastorno bipolar en la infancia y justificando el uso de medicamentos antipsicóticos off label en estas poblaciones juveniles1. Un caso reciente es el de Robert Robinson, jefe de cátedra de la Universidad de Iowa, acusado por un informante (whistleblower) al diario New York Times y al British Medical Journal de tener un conflicto de intereses en relación con Lexapro, fármaco que evaluaba en el tratamiento de depresión en pacientes con trombosis cerebrales. La APA y el conflicto de intereses. Nemeroff y Shatzberg han debido abandonar sus jefaturas debido al escándalo. Lo paradójico es que los miembros de la APA eligieron a Shatzberg como su nuevo presidente, así que uno de los personajes mas íntimamente relacionados con la industria tendrá que liderar la solución al problema del conflicto de intereses en la psiquiatría. En su alocución presidencial del pasado mayo, Shatzberg se centró en la imagen del psiquiatra y expresó que su plan número uno es “restaurar el orgullo y la fe en la profesión”. En su discurso, Shatzberg atribuye la erosión de la buena imagen del psiquiatra a “movimientos antipsiquiátricos”, aunque reconoce que “otros desarrollos en nuestro campo” pueden haber contribuido. Sin embargo, Shatzberg no muestra contrición ninguna por sus acciones y sugiere que todo esto es una reacción impulsiva, un espejismo, resultado de envidias y devaluación del psiquiatra frente a otros especialistas por parte de los medios. Interrogantes. ¿Este conflicto de intereses es otra exageración de los americanos? ¿Un espejismo estimulado por envidias como sugiere Shatzberg? ¿Se ha ido el péndulo totalmente hacia el otro extremo? ¿Se extenderá esto a España y el resto del mundo? Los académicos y la industria. Tratando de responder estos interrogantes, comenzaré con una breve reseña histórica. La legislación Bayhe-Dole de 1980 había permitido a las universidades tener una relación más íntima con compañías farmacéuticas4. Mientras que en 1984 las compañías privadas contribuyeron con 26 millones de dólares al presupuesto de investigación de las universidades, esto aumentó a 2,3 billones de dólares en el año 2000, un aumento del 9.000%5. Datos recientes de las universidades de Pensilvania, Yale, Stanford, Columbia y NYU indican que todas ellas reciben cantidades significativas de las compañías farmacéuticas para apoyar sus programas de educación médica continuada, y que 9.000 profesores informan que ellos o un miembro de su familia tienen un interés financiero relacionado con su materia de enseñanza o área clínica6. Un buen número de colegas justifican el apoyo de la industria alegando que ellos pueden mantener su neutralidad y demostrando enojo cuando se los cuestiona. Sin embargo, la evidencia que se ha ido acumulando demuestra que el apoyo financiero sí influye en las decisiones clínicas y publicaciones científicas7. Bibliografía sobre el tema. En los pasados 3-4 años, se han escrito varios libros que examinan a fondo el tema5,8,9. Marcia Angell, quien fuera editora del New England Journal of Medicine, anota que, a pesar del argumento sobre la “honestidad académica”, la evidencia demuestra que los estudios pueden ser diseñados en tal forma que los resultados que se obtienen son los que se quieren o se esperan, y la presentación de los datos se maquilla en forma selectiva favoreciendo algún producto. Angell publicó recientemente

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J.I. Escobar en el New York Times2 una revisión de libros que ilustran los principales problemas: la supresión de resultados de investigación no favorables, la forma como las compañías crean fármacos best seller (tales como el caso del Neurontin, en ausencia de evidencia científica contundente) y como el proceso de revisar diagnósticos psiquiátricos (DSM-IV) puede haber sido influido por la industria para promover diagnósticos tales como “trastorno de ansiedad social”. En realidad, el entusiasmo inicial sobre la efectividad de los nuevos medicamentos se ha ido disipando con el tiempo. Los resultados de los estudios del NIMH, como CATIE y STAR-D, indican que muchas de las ventajas de los nuevos sobre los viejos medicamentos fueron en parte artefactos, promocionados e influidos por grandes inversiones, la publicación selectiva de datos “positivos” y la omisión de estudios negativos. El incentivo económico. El mercado de fármacos psiquiátricos, particularmente los antidepresivos y antipsicóticos, aumentó en forma drástica en las pasadas décadas. En el caso de los antipsicóticos, mientras que en los años setenta el mercado apenas alcanzaba los 200 millones de dólares al año, en los noventa, éste aumentó casi 6 veces (600%), a 1.100 millones de dólares anuales y ha seguido su paso ascendente, con 4.600 millones de dólares anuales estimados en el periodo 2004-200510. Entre tanto, el uso de medicamentos antipsicóticos aumentó solamente un 0,4% entre 1996 y 2005 (0,8-1,2% de la población no institucionalizada en 2004). El uso de antipsicóticos de segunda generación o atípicos aumentó en forma mucho mas drástica (del 0,15% en 1996-1997 al 1,1% en 2004-2005), mientras que los anti– psicóticos típicos descendían del 0,6% al 0,15%, respectivamente, durante esos mismos años11. Es interesante observar que la dosis promedio de medicamentos antipsicóticos ha permanecido muy constante con el paso del tiempo y que el uso de estos medicamentos no aumentó en el caso de la esquizofrenia y las psicosis, sino en otros trastornos, como los trastornos afectivos, lo que refleja su uso “fuera de indicación” (off label). Resumiendo, la llegada de los fármacos blockbuster cambió fundamentalmente la relación con la industria, que la convirtió en un paradigma mercantil12. Todos estos factores mercantiles han estimulado la competencia agresiva de las compañías farmacéuticas y el reclutamiento de “lideres de opinión”, quienes han sido más que todo académicos de vanguardia, como los ya citados con antelación. ¿Por qué el énfasis en la psiquiatría? Es lamentable que el énfasis de estos escrutinios se haya concentrado casi exclusivamente sobre la psiquiatría y los psiquiatras, ya que abusos similares abundan en otros frentes. Recordemos, por ejemplo, el caso de los inhibidores de la COX-2 y la tardanza en comunicar efectos adversos o negativos del medicamento por investigadores “pagados” por el fabricante del medicamento. El caso de la cuestionable eficacia relativa de nuevos sobre viejos medicamentos (estatinas y otros) para reducir las concentraciones de colesterol o el reflujo gastroesofágico, los que a pesar de su alto costo son promovidos agresivamente por autoridades académicas, quienes reciben fondos del fabricante. Es de interés observar que una buena parte de la discusión sobre la “resistencia a la aspirina” ha sido influida por fondos corporativos e instigada por médicos que reciben dinero de las compañías que compiten con la aspirina13.

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Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos Recomendaciones y regulaciones. El influyente Instituto de Medicina de los Estados Unidos (Institute of Medicine) publicó recientemente un informe de 300 páginas sobre el tema, titulado “Conflictos de intereses en investigación, educación y práctica médicas”, el cual contiene 16 recomendaciones específicas para evitar conflictos de intereses en las relaciones con la industria14. Además, universidades estadounidenses están emitiendo constantemente nuevas regulaciones institucionales de interacción con la industria. Éstas decretan que se deben tomar y aprobar cursos de ética en las universidades, con énfasis en los conflictos de intereses. Por ejemplo, mi universidad (Universidad de Medicina y Odontología de Nueva Jersey) ha creado estructuras éticas rigurosas, que estimulan a los informantes y aplican fuertes sanciones, incluso el despido. Esto puede llevar a beneficios económicos, como en el caso reciente de un informante en nuestra universidad, quien recibió una suma millonaria luego de un juicio civil15. Un buen modelo de estas regulaciones es el de la Universidad Johns Hopkins en Baltimore. El documento titulado “Interacciones con la industria” prohíbe, entre otras cosas, las muestras médicas gratuitas y los regalos de la industria. Declaración (disclosure). Aunque virtualmente todas las publicaciones requieren como prerrequisito declarar si existe o no conflicto de intereses, la simple declaración no soluciona los dilemas científicos ni justifica la publicación de muchos estudios. Yo pienso que los editores tendrán que ejercer un grado mayor de control editorial. Bulas y carteles. Una nueva legislación introducida el pasado enero en el congreso, la “Sunshine bill”, propone exponer públicamente los nombres de los colegas implicados con la industria y la cantidad de dinero que éstos reciben por este medio. De acuerdo con esta disposición, médicos que reciban más de 100 dólares de compañías farmacéuticas u otros intereses comerciales tendrán su nombre publicados en internet. Mi opinión es que para muchos ésta será una inconveniencia menor y que esto no tendrá un impacto mayor sobre los abusos. Nuevas relaciones entre los académicos y la industria. Lo esencial es concebir una nueva relación entre academia e industria que estimule nuevos desarrollos y proteja la ciencia. De persistir el enfrentamiento actual, todos saldremos perdiendo. La nueva relación con la industria debe cambiar el paradigma mercantil y convertirse en una relación simbiótica para la industria y la profesión. Esta relación debe respetar la integridad profesional de los médicos, asegurarse de que éstos reciban información comprensiva y objetiva sobre los productos, y declarar abiertamente las relaciones científicas o comerciales que existen entre los médicos y la industria. Estudios comparativos entre dos o más medicamentos deben ser coordinados por investigadores o instituciones sin ánimo de lucro. Investigadores y practicantes deben tener acceso a los resultados de estudios negativos y éstos deben tenerse en cuenta al evaluar la eficacia del medicamento. ¿Se extenderá esto a otros países? En este mundo globalizado, sería absurdo pensar que otros países decidan no enfrentar abiertamente este problema, en particular países desarrollados, como España, cuyas contribuciones a la ciencia universal aumentan paulatinamente. Ya en forma profética, el profesor Jerónimo Saiz y sus colaboradores, en un

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excelente artículo de contenido aún vigente, alertaban hace casi dos décadas que “debido a la influencia de la financiación privada, no podemos olvidar las cuestiones éticas y legales que este hecho supone, sin restar la valiosa contribución de dichas compañías al progreso de la investigación básica y clínica”16. Esperemos que en el caso de España la reacción sea menos drástica, más racional, aunque sea necesario implantar procedimientos y regulaciones que protejan la integridad de la ciencia. ¿Los mediterráneos podréis descubrir la forma de conservar lo “gozoso” sin perder la objetividad científica? Los anglosajones claramente se han ido al otro extremo, reflejando quizá actitudes culturales que ya Luis Racionero trazaba con precisión en su libro El Mediterráneo y los Bárbaros del Norte17. Finalmente, en el caso de los países en vía de desarrollo, como los latinoamericanos, asumo que los cambios serán mucho menos drásticos, ya que el subsidio proporcionado por la industria es vital para los pocos académicos que allí existen. De hecho, la industria farmacéutica financia el viaje de muchos de los colegas a congresos internacionales, como el de la APA, ya que de otro modo aquellos no tendrían acceso a la nueva información en la especialidad.

Bibliografía 1. Harris G, Carey B. Researchers fail to reveal full drug pay. The New York Times; June 8, 2008. 2. Angell M. The New York Times Book Review. Volume 56, Number 1, January 15, 2009. 3. Harris G. Leading psychiatrist didn’t report drug makers pay. The New York Times; October 4, 2008. 4. Brownslee S. Doctors without borders: Why you cannot trust medical journals anymore. Washington Monthly; 2004. 5. Bass A. Side effects: a prosecutor, a whistleblower, and a bestselling antidepressant on trial. Algonquin Books of Chapel Hill; 2008. 6. amednews.com; 23 Feb 2009. 7. Turner EH, Matthews AM, Linardatos E, Tell RA, Rosenthal R. Selective publication of antidepressant trials and its influence on apparent efficacy. N Engl J Med. 2008;358:252-60. 8. Petersen M. Our Daily meds: How the pharmaceutical companies transformed themselves into slick marketing machines and hooked the Nation on prescription drugs. Sarah Crichton/ Farrar, Straus and Giroux; 2008. 9. Lane C. Shyness: how normal behavior became a sickness. Yale University Press; 2007. 10. Domino ME, Swartz M. Who are the new users of antipsychotic medications? Psychiatric Services. 2008;59:507-14. 11. Huskamp HA. Prices, profits and innovation: examining criticisms of new psychotropic drug’s value. Health Affairs. 2006;25:635-46. 12. Weker J. Presented at APA symposium. Psychiatric News. July 3, 2009. p. 4. 13. Web MD. theheart.org, Abr 25, 2006. 14. Institute of Medicine Report. Psychiatric News, June 5, 2009. 15. Deal ends fraud case against UMDNJ. The Hartford Courant; June 10, 2009. 16. Saiz Ruiz J, Ibáñez Cuadrado A, Peñalba Lopez J. Relación industria farmacéutica-investigación psiquiátrica. Anales de Psiquiatría. 1991;7:65-72. 17. Racionero L. El Mediterráneo y los Bárbaros del Norte. 2.a ed. Barcelona: Plaza & Janes; 1985.

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Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

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Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN

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ORIGINAL

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Maribel Ahuir a,b, Miquel Bernardo a,b,c,d,*, Elena de la Serna c, Susana Ochoa e, Janina Carlson e, Gemma Escartín e,f, Alfonso Gutiérrez-Zotes g, Joaquín Valero g, Manel Salamero b,d,h, Silvia Cañizares i, Emilio Fernández-Egea a,j,k, José Cañete i y Pedro Gallo f Programa Esquizofrènia Clínic (PEC), Servicio de Psiquiatría, Institut Clínic de Neurocièncias, Hospital Clínic, Barcelona, España Institut d’Investigacions Biomèdiques Augusti Pi i Sunyer (IDIBAPS), Barcelona, España c Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM, Madrid, España d Departament de Psiquiatria i Psicobiologia Clínica, Universitat de Barcelona, Barcelona, España e Unitat de Recerca i Desenvolupament de Sant Joan de Déu-Serveis de Salut Mental, Fundació Sant Joan de Déu per a la Recerca i la Docència, Barcelona, España f Fundació Seny, Barcelona, España g Hospital Psiquiàtric Universitari Institut Pere Mata i Unitat de Psiquiatria, Universitat Rovira i Virgili, Reus, Tarragona, España h Servei de Psicologia, Institut Clínic de Neurocièncias, Hospital Clínic, Barcelona, España i Hospital de Mataró, Mataró, Barcelona. España j Department of Psychiatry, University of Cambridge, Cambridge, Reino Unido k Cambridge and Peterborough NHS Foundation Trust, Huntingdon, Reino Unido a

b

Recibido el 20 de julio de 2009; aceptado el 30 de octubre de 2009

PALABRAS CLAVE Escala StraussCarpenter; Esquizofrenia; Pronóstico; Validación; Evaluación

Resumen Introducción: El objetivo del estudio fue adaptar y validar en castellano la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter (Strauss y Carpenter, 1977). Método: Se trata de un estudio multicéntrico, longitudinal y descriptivo. Se realizó una traducción y una retrotraducción de la escala. La muestra se compuso de sujetos de 18-65 años diagnosticados de esquizofrenia. Se calculó la fiabilidad entre evaluadores, la validez de constructo con las escalas EEAG, SLDS, ICG, WHO-DAS y PANSS, y la validez predictiva respecto a 3 variables criterio al año medidas con las escalas ICG, EEAG y WHO-DAS. Resultados: El coeficiente de consistencia interna (alfa de Cronbach) fue 0,70. El coeficiente de correlación intraclase osciló entre 0,54 y 0,99, excepto en el ítem 5 (Recursos para el tratamiento utilizados actualmente), que fue —0,13. Respecto a la validez de constructo, la correlación fue significativa entre las diferentes escalas, con una p < 0,01,

* Autor para correspondencia. Correo electrónico: [email protected] (M. Bernardo). 1888-9891/$ - see front matter © 2009 SEP y SEPB. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

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Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter

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excepto con la escala SLDS, donde la correlación fue igualmente significativa, pero con un valor mayor (p < 0,05). Respecto a la validez predictiva, la puntuación total de la Strauss-Carpenter correlaciona con un alfa < 0,01 con las tres puntuaciones criterio al año (ICG, EEAG y WHO-DAS). Conclusiones: La adaptación española de la escala pronóstica de esquizofrenia de Strauss-Carpenter es fiable, válida y permite predecir un curso deteriorado de la enfermedad. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría y Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

KEYWORDS Strauss-Carpenter Scale; Schizophrenia; Prognosis; Validation; Evaluation

Adaptation and validation of the Spanish version of the Strauss and Carpenter Prognostic Scale for Schizophrenia Abstract Introduction: The aim of this study was to validate the Spanish version of the Strauss and Carpenter Prognostic Scale for Schizophrenia (Strauss and Carpenter, 1977). Method: We performed a multicenter, longitudinal, descriptive study. Forward and backtranslation of the original scale was performed. The sample was composed of persons diagnosed with schizophrenia aged between 18 and 65 years. We calculated interrater reliability, construct validity according to the Global Assessment Scale (GAS), Satisfaction with Life Domains Scale (SLDS), the Global Clinical Impression-Schizophrenia (GCI) scale, The World Health. Organization Short Disability Assessment Schedule (WHO-DAS) and the Positive and Negative Syndrome Scale (PANSS), and predictive validity at the 1-year follow-up using three criterion measures of the GCI, WHO-DAS and GAS scales. Results: The internal consistency coefficient (Cronbach’s alpha) was 0.70. The intraclass correlation coefficient ranged from 0.54 to 0.99, except for item 5 (resources for the current treatment), which was –0.13. The correlation between the distinct scales (measuring construct validity) was significant, with a p-value of < 0.01, except for the SLDS, which showed a higher p-value (p < 0.05). The Strauss-Carpenter score correlated with all three scores at 1 year (GCI, GAS and WHO-DAS) with an alpha of less than 0.01, showing good predictive validity. Conclusions: The Spanish adaptation of the Strauss and Carpenter prognostic scale is reliable and valid and allows a more severe disease course to be predicted. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría and Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Published by Elsevier España, S.L. All rights reserved.

Introducción La esquizofrenia es un trastorno mental grave que afecta al 1,1% de la población y que presenta heterogeneidad etiológica, fisiopatológica y clínica1. Está considerada por la OMS como uno de los trastornos más discapacitantes y de asistencia prioritaria en este siglo. Se trata de una enfermedad que afecta a la conducta, la percepción, la cognición y la afectividad, y que produce el deterioro de diferentes aspectos del funcionamiento normal. La severidad y la cronicidad de la esquizofrenia han estimulado la investigación sobre las variables sociodemográficas y clínicas que se pueden considerar como predictoras de funcionamiento a largo plazo2. Los pacientes con esquizofrenia presentan un curso heterogéneo3. Después de 10 años de enfermedad el 25% de los pacientes se han recuperado, un 25% ha mejorado considerablemente, un 25% ha mejorado pero necesita soporte so-

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cial, un 15% está hospitalizado y no mejora y el 10% restante ha muerto4,5. Estas diferencias tan importantes en el pronóstico hacen necesaria la investigación sobre predictores del curso de la enfermedad con el objeto de disponer de instrumentos validados que puedan predecir el pronóstico de un forma fiable. De esta manera, es importante determinar los predictores de funcionamiento en la esquizofrenia para poder analizar los procesos que afectan al curso de la enfermedad y evaluar la efectividad de los tratamientos6. Disponiendo de predictores pronósticos robustos es posible diversificar el tratamiento7. Identificar a los pacientes con una evolución tórpida y que requerirán un mayor grado de intervención comunitaria es clave para diseñar planes asistenciales efectivos8. Strauss y Carpenter desarrollaron y publicaron una escala que tiene como objetivo predecir de una forma más efectiva el pronóstico de pacientes con esquizofrenia9. El instrumento surgió de un estudio longitudinal de 5 años e incluye

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152 variables predictoras del curso de la enfermedad6. La escala consta de 17 ítems puntuados por escalas tipo Likert de 0 a 4. La suma total de los ítems permite obtener una puntuación total de pronóstico, de manera que a mayor puntuación corresponde un mejor pronóstico. Aunque la escala Strauss-Carpenter ha sido ampliamente utilizada para evaluar el pronóstico de los pacientes con esquizofrenia, son pocos los estudios que han investigado sus propiedades psicométricas. Gaebel et al10 (1987) encontraron que la escala Strauss-Carpenter era superior respecto a otras escalas pronósticas utilizadas en su estudio en cuanto a la validez de pronóstico. En este estudio mostramos que la adaptación española de la Escala Pronóstica de Esquizofrenia de Strauss-Carpenter es un instrumento fiable y válido para medir tanto el funcionamiento actual como el pronóstico de los pacientes con esquizofrenia.

Metodología Diseño Se trata de un estudio multicéntrico longitudinal, descriptivo, que pretende realizar la validación de la Escala Pronóstica de Esquizofrenia de Strauss-Carpenter mediante el estudio de su fiabilidad entre evaluadores, su validez de constructo mediante análisis de la validez convergente y su validez empírica predictiva mediante la relación de su puntuación con tres variables criterio de funcionamiento al año.

Sujetos Incluye 137 sujetos diagnosticados de esquizofrenia atendidos en cuatro centros: Hospital Clínic de Barcelona, Hospital de Mataró, Hospital Psiquiátrico Universitario Institut Pere Mata de Reus y Sant Joan de Déu-SSM de Barcelona. Los criterios de inclusión fueron: edad entre los 18 y los 65 años; diagnóstico DSM-IV-TR de esquizofrenia y residir en la zona de atención del servicio. Como criterios de exclusión se consideraron estar ingresado en unidades de media y larga estancia y comorbilidad con retraso mental. Todos los sujetos dieron su consentimiento informado por escrito.

Procedimiento La escala original fue traducida del inglés al español de forma independiente por dos traductores nativos especializados en temas de salud mental. Entre la traducción y la retrotraducción los autores de este artículo consensuamos el contenido clínico de los ítems. En esta fase del estudio, se cambió la formulación del ítem 4 de la escala, en que se sustituyó el adjetivo original “heterosexual” por “sentimental”, entendiendo que en la actualidad la homosexualidad no está incluida como trastorno en el DSM-IV-TR. Una vez consensuados los contenidos, la versión fue nuevamente retrotraducida por los traductores nativos. Antes del estudio definitivo, se realizó una prueba piloto a un grupo de sujetos con esquizofrenia para comprobar la comprensibilidad de la escala. Esta prueba demostró una adaptación y una comprensibilidad adecuadas de la escala.

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M. Ahuir et al Se aplicó un protocolo de recogida de datos elaborado para el estudio. Los pacientes fueron evaluados por dos investigadores de forma independiente. Uno de ellos recogió los datos sociodemográficos de los pacientes y, a continuación, administró las siguientes escalas: — Escala Pronóstica de Esquizofrenia de Strauss y Carpenter6. La suma de las puntuaciones permite obtener una puntuación total del pronóstico. A mayor puntuación, mejor pronóstico. — Escala de Síndrome Positivo y Negativo para la Esquizofrenia (PANSS) de Kay et al11, traducida y validada por Peralta y Cuesta12. Evalúa síntomas positivos y negativos y la psicopatología general. A mayor puntuación, mayor gravedad de la sintomatología. — Escala de Impresión Global de la Enfermedad (ICG)13. Evalúa la gravedad del cuadro clínico. A mayor puntuación, mayor gravedad. — Escala de Evaluación de la Actividad Global (EEAG)14. Evalúa el grado de funcionamiento de las personas con enfermedad mental. A mayor puntuación, mejor grado de actividad. — Escala de Evaluación de la Discapacidad versión breve (WHO-DAS)15. Evalúa el impacto del estado de salud en el funcionamiento, lo que permite la valoración de las limitaciones o de la discapacidad de la persona. A mayor puntuación, mayor discapacidad. — Escala de Satisfacción con la Vida (SLDS)16. Evalúa la satisfacción de la persona en 15 dominios. A mayor puntuación, mayor satisfacción. El segundo evaluador administró sólo la escala Strauss-Carpenter, sin conocer las puntuaciones del otro investigador. Para investigar la validez predictiva de la escala, otro evaluador diferente de los previos y ciego a los resultados del año anterior realizó una segunda evaluación de los pacientes al año.

Análisis estadístico La normalidad de las distribuciones se contrastó mediante el test conjunto de simetría y curtosis. La valoración de la homogeneidad de los ítems de la escala (consistencia interna) se realizó mediante el cálculo del coeficiente alfa de Cronbach. Para calcular la fiabilidad entre evaluadores se utilizó el coeficiente de correlación intraclase. Para investigar la validez de constructo convergente se calculó la correlación de Pearson de la escala Strauss-Carpenter con las puntuaciones del primer pase de las escalas CGI, PANSS, EEAG, WHO-DAS y SLDS de acuerdo con las siguientes hipótesis: los pacientes de los que se espera un buen funcionamiento a largo plazo, medido por la escala Strauss-Carpenter, presentan un estado clínico actual de menor gravedad (medido mediante las puntuaciones CGI), con menos sintomatología (PANSS), un mejor funcionamiento (EEAG y WHODAS) y una mayor satisfacción con la vida (SLDS). Para investigar la validez predictiva se realizaron dos cálculos, uno del total de la escala Strauss-Carpenter respecto a las puntuaciones criterio, en el que se utilizó la correlación de Pearson (pues se toman las puntuaciones totales que son cuantitativas), y otro de las puntuaciones de cada

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Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter uno de los ítems de la Strauss-Carpenter con las mismas puntuaciones criterio, en el que se utilizó la correlación de Spearman (ya que las puntaciones de los ítems de la escala de Strauss-Carpenter puntúan de forma ordinal). Las puntuaciones criterio fueron tomadas de las escalas WHO-DAS, CGI y EEAG un año después de la evaluación inicial de la Strauss-Carpenter. En caso de valores perdidos, se imputaron los valores según el resto de las respuestas de los ítems del instrumento. Todos los análisis se efectuaron mediante el programa Statistical Package for Social Sciences (SPSS), versión 14.0. Se consideraron significativos los valores de p < 0,05.

Resultados Variables sociodemográficas De los 137 pacientes que conforman la muestra, el 27,7% eran mujeres y el 72,3%, varones. La media de edad fue 36,9 ± 10,26 años. El 80,9% eran solteros, el 13,2% tenía pareja y el 5,9% estaba separado o divorciado. El 21,9% estaba en activo, el 3,6% realizaba trabajo doméstico, el 2,2% eran estudiantes y el 63,5% presentaba incapacidad laboral. La media de inicio de la enfermedad fue 23 ± 7,18 años; el cálculo del percentil 90 de la distribución indica que el 90% de los valores se acumulan a los 33 años. Respecto al subtipo de esquizofrenia, el 77,2% tenía diagnóstico paranoide; el 10,3%, indiferenciada; el 8,8%, residual, y el 0,7%, catatónica. El 47,45% presentaba antecedentes familiares psiquiátricos. El 8,76% de los sujetos no había finalizado los estudios, el 46,72% había finalizado la enseñanza primaria, el 36,5% había finalizado los estudios de secundaria y el 8,03% tenía estudios superiores (tabla 1). El test conjunto de simetría y curtosis señaló que el instrumento presenta una distribución homogénea y normal (0,2; p = 0,90).

Análisis de la fiabilidad Respecto al cálculo del valor alfa de Cronbach entre los ítems del test, un valor perdido obligó a corregir el valor del test, con lo que se obtuvo un valor de 0,6997 para un total de 21 ítems. La fiabilidad entre evaluadores se estudió en una submuestra de 59 de los 137 pacientes que conformaban el estudio. El test conjunto de simetría y curtosis (0,65; p = 0,72) realizado en la submuestra indica que mantiene la normalidad y que es representativa de la muestra original. La tabla 2 muestra la fiabilidad entre evaluadores, con una correlación intraclase de la puntuación total de la escala de 0,94. Respecto a la correlación intraclase de cada uno de los ítems que puntúan en la escala, fue alta para todos los ítems, excepto para el ítem 5 (r = –0,13) (“Recursos para el tratamiento utilizados actualmente”).

Análisis de la validez La tabla 3 muestra la correlación de Pearson entre los diferentes instrumentos para estudiar la validez de constructo

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Tabla 1 Datos sociodemográficos de la muestra Sexo Varones Mujeres Estado civil Soltero Casado Separado Convivencia Solo Familia de origen Familia propia Otros Situación laboral Activo Incapacidad Trabajo doméstico Estudiante Otros Antecedentes familiares Sí No Edad (años) Años de escolarización Edad de inicio de la enfermedad Número de ingresos el último año

99 (72,3) 38 (27,7) 110 (80,9) 18 (13,2) 8 (5,9) 12 (8,8) 102 (74,5) 16 (11,7) 7 (5) 30 (21,9) 87 (63,5) 5 (3,6) 3 (2,2) 12 (8,8) 72 (52,6) 65 (47,4) 36,9 ± 10,25 10,25 ± 2,98 23,36 ± 7,18 0,45 ± 0,80

Los datos expresan n (%) o media ± desviación estándar.

de la escala. La correlación es significativa y en el sentido esperado entre las diferentes escalas, con una p < 0,01 entre todos los instrumentos, excepto en la escala SLDS, donde la correlación es igualmente significativa, pero con un valor p mayor (p < 0,05). Respecto a la validez predictiva, la tabla 4 muestra dos tipos de información: una es la correlación entre el total de la escala y las puntuaciones criterio (EEAG, WHO-DAS y CGI) al año, y otra es la correlación entre cada uno de los ítems predictores, tomados de forma independiente, y la puntuación en las mismas variables criterio. Respecto al primer caso, la puntuación total de la Strauss-Carpenter correlaciona con un alfa < 0,01 con las tres puntuaciones criterio al año. Respecto al segundo caso, los ítems de la Strauss-Carpenter que mayor correlación guardan con las variables criterio (EEAG, WHO-DAS y CGI) son la clase social de la familia de origen (ítem 2), las relaciones sentimentales más frecuentes en el año anterior (ítem 4) y el tiempo desde que ocurrieron los síntomas de alucinaciones o delirios por primera vez (ítem 11a) (α ≤ 0,01). Con un alfa ≤ 0,05 los ítems cantidad de trabajo útil en el año anterior (ítem 1a) y calidad más habitual del trabajo útil del año anterior (ítem 1b). Ítems como hospitalizaciones previas (ítem 10), período más largo en que los síntomas psiquiátricos graves han persistido más o menos continuamente (ítem 11b) y período más largo con algún síntoma psiquiátrico significativo (ítem 11c) muestran correlaciones significativas (0,05) con las escalas EEAG y CGI, pero no con la WHO-DAS.

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M. Ahuir et al

Tabla 2 Fiabilidad entre evaluadores Ítems Strauss-Carpenter

Primera evaluación

Segunda evaluación

Coeficiente correlación intraclase

1a. Cantidad de trabajo útil en el año pasado 1b. Calidad más habitual del trabajo útil del año pasado 2. Clase social de la familia de origen, primeros años del paciente, edad entre 1-12 años 3a. Número de relaciones sociales habituales en el año pasado 3b. Calidad de las relaciones sociales 4. Relaciones sentimentales más frecuentes en el año pasado 5. Recursos para el tratamiento utilizados actualmente 6. Historia familiar de hospitalización psiquiátrica 7. Edad de inicio de cualquier síntoma psiquiátrico 8. Problemas de conducta después de los 12 años de edad 9. Aplanamiento o disminución de la expresión de sentimientos o emociones en el mes pasado 10. Hospitalizaciones previas 11a. Tiempo desde que ocurrieron los síntomas de alucinaciones o delirios por primera vez 11b. ¿Cuál es el período más largo en que los síntomas psiquiátricos graves han persistido más o menos continuamente (al menos una vez a la semana)? 11c. ¿Cuál es el período más largo con algún síntoma psiquiátrico significativo (incluso moderados y graves) de manera continua (al menos una vez a la semana)? 12. Presencia de trastornos del pensamiento, ideas delirantes o alucinaciones en el año pasado 13. Presencia de depresión, manía o hipomanía en el año pasado 14. Factores precipitantes del episodio psiquiátrico más reciente 15. Gravedad de malestar subjetivo (“distrés”) referido en el mes pasado 16. Habilidades más habituales para cumplir con las necesidades básicas en el año pasado (comer solo, mantenerse limpio) 17. Sentimiento más habitual de plenitud de vida en el año pasado Puntuación total

1,15 ± 1,30 1,61 ± 1,34

1,15 ± 1,34 1,67 ± 1,41

0,96 0,90

1,34 ± 1,21

1,35 ± 1,14

0,95

2,44 ± 1,65

2,42 ± 1,64

0,99

2,14 ± 1,51 1,14 ± 1,57

2,14 ± 1,51 1,15 ± 1,61

0,90 0,96

3,86 ± 0,51 3,56 ± 0,88 2,64 ± 1,03 3,66 ± 0,68 2,58 ± 1,19

3,66 ± 0,76 3,63 ± 0,85 2,51 ± 1,12 3,69 ± 0,72 2,42 ± 1,22

–0,13 0,56 0,89 0,90 0,68

2,12 ± 1,18 0,27 ± 0,61

2,08 ± 1,19 0,34 ± 0,68

0,93 0,72

1,29 ± 1,38

1,25 ± 1,43

0,86

0,88 ± 1,19

0,80 ± 1,20

0,78

1,88 ± 1,37

1,88 ± 1,40

0,81

2,83 ± 1,15 0,83 ± 1,19 0,85 ± 1,13

2,76 ± 1,16 0,81 ± 1,20 0,76 ± 0,06

0,79 0,96 0,92

3,51 ± 1,04

3,63 ± 0,81

0,54

2,36 ± 0,94 42,93 ± 8,97

2,29 ± 0,93 44,46 ± 9,02

0,88 0,94

Los datos expresan media ± desviación típica de las puntuaciones de los dos evaluadores en cada ítem de la escala Strauss-Carpenter.

Tabla 3 Validez de constructo de la versión española de la escala de Strauss-Carpenter Strauss-Carpenter EEAG ICG WHO-DAS PANSS SLDS

0,539 –0,529 –0,536 –0,607 0,217

p < 0,01 < 0,01 < 0,01 < 0,01 < 0,05

EEAG: Escala de Evaluación de la Actividad Global; ICG: Escala de Impresión Global de la enfermedad; PANSS: Escala de Síndrome Positivo y Negativo para la Esquizofrenia; SLDS: Escala de Satisfacción con la Vida; WHO-DAS: Escala de Evaluación de la Discapacidad versión breve. Correlación de Pearson de la escala Strauss-Carpenter con las otras escalas.

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Conclusiones Los resultados de este estudio muestran que la adaptación al español de la escala Strauss-Carpenter es un instrumento fiable y válido para medir tanto el funcionamiento actual como el pronóstico de los pacientes con esquizofrenia. Así lo demuestra la fiabilidad elevada entre evaluadores y la también elevada validez de constructo y predictiva. Respecto a la fiabilidad entre evaluadores, los datos señalan una correlación intraclase alta de la puntuación total y de cada uno de los ítems que puntúan en la escala, excepto para el ítem 5 (“Recursos para el tratamiento utilizados actualmente”). Hubiera sido interesante disponer de más estudios sobre las propiedades psicométricas de la escala para estudiar si se repite la menor fiabilidad en este ítem.

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Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter

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Tabla 4 Validez predictiva de la escala Strauss-Carpenter EEAG

WHO-DAS

Predictores

α

Puntuación total Strauss-Carpenter (Pearson) Ítems Strauss-Carpenter (Spearman) 1a. Cantidad de trabajo útil en el año pasadoa 1b. Calidad más habitual del trabajo útil del año pasadoa 2. Clase social de la familia de origen, primeros años del paciente, edad de 1-12 añosb 3a. Número de relaciones sociales habituales en el año pasado 3b. Calidad de las relaciones sociales 4. Relaciones sentimentales más frecuentes en el año pasadob 5. Recursos para el tratamiento utilizados actualmente 6.Historia familiar de hospitalización psiquiátrica 7. Edad de inicio de cualquier síntoma psiquiátrico 8. Problemas de conducta después de los 12 años de edad 9. Aplanamiento o disminución de la expresión de sentimientos o emociones en el mes pasado 10. Hospitalizaciones previas 11a. Tiempo desde que ocurrieron los síntomas de alucinaciones o delirios por primera vezb 11b. ¿Cuál es el período más largo en que los síntomas psiquiátricos graves han persistido más o menos continuamente (al menos una vez a la semana)? 11c. ¿Cuál es el período más largo con algún síntoma psiquiátrico significativo (incluso moderados y graves) presente de manera continua (al menos una vez a la semana)? 12. Presencia de trastornos del pensamiento, ideas delirantes o alucinaciones en el año pasado 13. Presencia de depresión, manía o hipomanía en el año pasado 14. Factores precipitantes del episodio psiquiátrico más reciente 15. Gravedad de malestar subjetivo (“distrés”) referido en el mes pasado 16. Habilidades más habituales para cumplir con las necesidades básicas en el año pasado (comer solo, mantenerse limpio) 17. Sentimiento más habitual de plenitud de vida en el año pasado

0,550

< 0,01

–0,465

< 0,01

–0,548

< 0,01

0,623 0,531 0,361

< 0,01 < 0,01 0,01

–0,325 –0,360 -0,421

0,03 0,02 < 0,01

–0,312 –0,420 –0,448

0,04 < 0,01 < 0,01

0,399 0,519 0,611 0,168 0,159 0,145 0,132 0,390

< 0,01 < 0,01 < 0,01 0,27 0,30 0,34 0,39 < 0,01

0,006 –0,193 –0,424 –0,146 –0,174 –0,170 –0,189 –0,096

0,97 0,21 < 0,01 0,35 0,26 0,27 0,22 0,54

–0,035 –0,221 –0,469 –0,075 –0,025 0,140 –0,99 –0,410

0,82 0,15 < 0,01 0,63 0,87 0,37 0,53 < 0,01

0,357 0,376

0,01 0,01

–0,245 –0,389

0,11 < 0,01

–0,387 –0,405

0,01 0,01

0,568

< 0,01

–0,281

0,06

–0,324

0,03

0,539

< 0,01

–0,130

0,40

–0,380

0,01

0,328

0,02

–0,100

0,52

–0,135

0,39

0,238 0,257 –0,322

0,11 0,93 0,03

0,065 –0,302 0,307

0,67 0,05 0,04

0,074 –0,242 0,221

0,64 0,12 0,15

0,265

0,83

–0,293

0,05

–0,392

< 0,01

0,105

0,49

0,186

0,23

–0,041

0,80

p

α

CGI p

α

p

Correlación de Pearson entre las puntuaciones en la escala Strauss-Carpenter y las puntuaciones criterio medidas al año mediante las escalas EEAG (Escala de Evaluación de la Actividad Global), WHO-DAS (Escala de Evaluación de la Discapacidad versión breve), ICG (Escala de Impresión Global de la enfermedad). a p < 0,05 en todas las variables criterio. b p < 0,01 en todas las variables criterio.

Poirier et al17 realizaron una adaptación y validación al francés utilizando una versión abreviada de la escala Strauss-Carpenter. En general, nuestros datos coinciden con los del estudio de Poirier, en el que se obtuvo una fiabilidad > 0,88 para cada ítem y 0,98 en la puntuación total de la escala. Sin embargo, no podemos considerar la escala que utiliza Poirier como equivalente a la utilizada en nuestro estudio porque Poirier utiliza una versión de la escala Strauss-Carpenter abreviada y posterior a la nuestra (SCOCSR). En lo que respecta a la validez de constructo, los resultados avalan las hipótesis planteadas y las puntuaciones de la escala correlacionan en el sentido esperado con las escalas ICG, WHO-DAS, EEAG, PANSS y SLDS. La elevada validez con-

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vergente de la Strauss-Carpenter con estas escalas, que también miden el grado de funcionamiento (WHO-DAS y EEAG), señala que mide adecuadamente y que sus resultados se pueden generalizar a estas escalas, y viceversa. De nuevo coincidimos con el estudio de Poirier en lo que respecta a la correlación de la Strauss-Carpenter con la escala EEAG, en la que se obtuvo una validez convergente de 0,89 (p < 0,01), en nuestro caso fue 0,53 (p < 0,01). En lo que se refiere a la validez predictiva, la puntuación total de la escala Strauss-Carpenter correlaciona con un alfa < 0,01 con las puntuaciones criterio ICG, WHO-DAS y EEAG al año. Respecto al grado de funcionamiento y la gravedad clínica de los pacientes, se observa que los ítems que más contribuyen al pronóstico son los que saturan más en

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156 las tres medidas criterio, que son clase social de la familia de origen (ítem 2), relaciones sentimentales (ítem 4) y tiempo desde que ocurrieron los síntomas de alucinaciones o delirios por primera vez (ítem 11a). Por lo tanto, la adaptación española de la Escala Pronóstica de Esquizofrenia de Strauss-Carpenter es fiable, válida y permite predecir un curso deteriorado de la enfermedad. Esto puede ser útil a la hora de realizar intervenciones diferenciadas basadas en el pronóstico, con el objeto de prevenir la progresión de la enfermedad en los casos más graves.

Integrantes del Grupo VALIDA Maribel Ahuir, Miquel Bernardo, Jose Cañete, Silvia Cañizares, Janina Carlson, Vanessa Carral, Maria José Cortés, Gemma Escartín, Emilio Fernández-Egea, Pedro Gallo, Alfonso Gutiérrez, Josep Maria Haro, Cristina Martínez, Esther Martínez, Laia Miquel, Susana Ochoa, Manel Salamero, Elena de la Serna, Joaquín Valero.

Agradecimientos Proyecto impulsado por la Fundación Seny y por el Instituto de Salud Carlos III, Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM. El Prof. Dr. M. Bernardo ha recibido financiación y ha trabajado como consultor, asesor o ponente para las siguientes entidades: Janssen-Cilag, Eli Lilly, Pfizer, Merck, Almirall y Bristol-Myers Squibb-Otsuka.

Conflicto de intereses Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

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Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Anexo 1

157

Escala de Strauss y Carpenter

Identificación ..................................................................... Fecha ........................................................ 1A. Cantidad de trabajo útil en el año pasado. (Incluir como trabajo: trabajos remunerados, estudiante, tareas del hogar. Excluir: tiempo en el hospital. Cualquier hospitalización en el año pasado no contribuirá a reducir la puntuación. Estudiar durante un año académico entero puntúa “4”) “Trabajo” a tiempo completo de forma continua . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 “Trabajo” alrededor de 3/4 partes de las horas de trabajo anuales (p. ej., tiempo completo durante 9 meses . . . . .3 “Trabajo” alrededor de la mitad de las horas de trabajo anuales (p. ej., tiempo parcial durante todo el año o tiempo completo durante 6 meses) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 “Trabajo” alrededor de 1/4 parte de las horas de trabajo anuales (p. ej., a tiempo parcial durante 6 meses) . . . . .1 No realiza un trabajo útil . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 1B. Calidad más habitual del trabajo útil del año pasado. (Evaluada teniendo en cuenta edad, educación, formación y oportunidades del paciente. Sin considerar la psicopatología, evaluar cómo funciona en el trabajo de acuerdo con lo que se esperaría para el nivel de complejidad y competencia que debería tener) Muy competente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Competente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Moderadamente competente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Marginalmente competente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Incompetente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 2. Clase social de la familia de origen, primeros años del paciente, edad de 1-12 años Profesión del cabeza de familia: Especificar: trabaja por cuenta ajena o propia: Número de asalariados: 3A. Número de relaciones sociales habituales en el año pasado. (Se reúne con amigos o hace actividades sociales con grupos, ir al cine, reuniones, etc. Excluir citas o actividades a solas con la pareja habitual/cónyuge) Se reúne con amigos una media de al menos una vez a la semana . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Se reúne con amigos una vez cada dos semanas. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Se reúne con amigos una vez al mes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Incluye todos los conocidos No se reúne con amigos a excepción de relaciones con vecinos, compañeros de trabajo o de estudios . . . . . . . . . . .1 No se reúne con amigos en ninguna circunstancia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 3B. Calidad de las relaciones sociales. (En las relaciones descritas antes, lo más habitual en el año pasado) Una o más relaciones sociales íntimas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Una o más relaciones estrechas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Una o más relaciones relativamente estrechas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Una o más relaciones más bien superficiales . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Sólo relaciones muy superficiales (p. ej., sólo relaciones de decir “hola” a los vecinos) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 4. Relaciones sentimentales más frecuentes en el año pasado Casado o pareja estable, sin divorcio o separación/citas regulares . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Casado o pareja estable con conflictos que llevan a breves separación(es)/tiene citas de vez en cuando . . . . . . . . . .3 Soltero o separado, se cita pocas veces con alguien . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Soltero o separado, casi nunca se cita con alguien . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Soltero o separado, nunca se cita con nadie . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 5. Recursos para el tratamiento utilizados actualmente Recursos terapéuticos con mucho personal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Recursos con menos personal . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Sin tratamiento . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0

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M. Ahuir et al Escala de Strauss y Carpenter (continuación)

6. Historia familiar de hospitalización psiquiátrica. (Incluye madre, padre, hermanos y abuelos biológicos. Excluye cualquier hospitalización por encima de los 65 años) Ningún familiar directo tiene historia de hospitalización psiquiátrica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Un familiar directo tiene historia de hospitalización psiquiátrica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Dos familiares directos tienen historia de hospitalización psiquiátrica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Tres familiares directos tienen historia de hospitalización psiquiátrica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Cuatro familiares directos o más tienen historia de hospitalización psiquiátrica . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

. . . .4 . . . .3 . . . .2 . . . .1 . . . .0

7. Edad de inicio de cualquier síntoma psiquiátrico Más de 30 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . De 21 a 30 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . De 16 a 20 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . De 10 a 15 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Por debajo de los 10 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

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.4 .3 .2 .1 .0

8. Problemas de conducta después de los 12 años de edad. (Incluir violencia, gestos o actos suicidas u homicidas, historial judicial, etc. Excluir abuso de alcohol u otras drogas) Ninguno . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Mínima historia de lo anterior (p. ej., 1 o 2 episodios) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Alguna historia de lo anterior (p. ej., 3-5 episodios) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Historia frecuente de lo anterior (p. ej., 6-9 episodios) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Historia muy frecuente de lo anterior (p. ej., 10 o más episodios) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 9. Aplanamiento o disminución de la expresión de sentimientos o emociones en el mes pasado Ninguna . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Mínima . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Alguna . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Considerable . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Casi completa . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

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.4 .3 .2 .1 .0

10. Hospitalizaciones previas. (O supervisión familiar intensa más allá de lo normal para la edad y el sexo del paciente) Nunca . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Hasta 1 mes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 De 1 mes a 3 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 De 3 meses a menos de 3 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 3 o más años en total . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 11A. Tiempo desde que ocurrieron los síntomas de alucinaciones o delirios por primera vez No ha tenido estos síntomas nunca o ninguno hasta hace una semana . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Uno o más de estos síntomas ocurrieron por primera vez entre hace una semana y 6 meses . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Uno o más de estos síntomas ocurrieron por primera vez hace entre 6 meses y 2 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Uno o más de estos síntomas ocurrieron por primera vez hace entre 2 y 5 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Tuvo uno o más de estos síntomas hace más de 5 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 11B. ¿Cuál es el período más largo en que los síntomas psiquiátricos graves han persistido más o menos continuamente (al menos una vez a la semana)? 0-4 semanas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Más de 4 semanas, menos de 6 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Entre 6 meses y 1 año. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Entre 1 y 2 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Más de 2 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0

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Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Anexo 1

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Escala de Strauss y Carpenter (continuación)

11C. ¿Cuál es el período más largo con algún síntoma psiquiátrico significativo (incluso moderados y graves) presente de manera continua (al menos una vez a la semana)? 0-4 semanas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Más de 4 semanas, menos de 6 meses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Entre 6 meses y 1 año. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Entre 1 y 2 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Más de 2 años . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 12. Presencia de trastornos del pensamiento, ideas delirantes o alucinaciones en el año pasado Ninguno de los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Mínima presencia de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Moderada presencia de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Relativa gravedad y/o presencia continua de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Gravedad y/o presencia continua de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 13. Presencia de depresión, manía o hipomanía en el año pasado Ninguno de los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Mínima presencia de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Moderada presencia de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Relativa gravedad y/o presencia continua de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Gravedad y/o presencia continua de alguno o todos los anteriores . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 14. Factores precipitantes del episodio psiquiátrico más reciente (¿ocurrió algún hecho traumático en el mes previo al inicio de los síntomas psiquiátricos?) Claro y grave factor precipitante (muerte familiar directo, divorcio, ruina económica) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Factor traumático importante . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Factor precipitante moderado o posible (enfermedad grave en familiar, riñas familiares importantes, problemas económicos moderadamente graves, conflictos laborales o en los estudios) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Evento “traumático” relativamente de menor importancia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Sin factor precipitante . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 15. Gravedad de malestar subjetivo (“distrés”) referido en el mes pasado Muy grave . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4 Grave . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Moderadamente grave . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Mínimo malestar subjetivo (distrés) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 No refiere malestar subjetivo (distrés) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 16. Habilidades más habituales para cumplir con las necesidades básicas en el año pasado (comer solo, mantenerse limpio) No necesita ayuda en estas actividades . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Necesita poca ayuda en estas actividades . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Necesita alguna ayuda en estas actividades . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Necesita considerable ayuda en estas actividades . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Necesita ayuda completa en estas actividades . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0 17. Sentimiento más habitual de plenitud de vida en el año pasado Vida muy completa . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .4 Vida completa . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3 Vida moderadamente completa . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .2 Vida relativamente vacía . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .1 Existencia “vegetativa” . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .0

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Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):160-168 ISSN: 1888-9891

Revista de

Revista de Psiquiatría y Salud Mental

Psiquiatría y Salud Mental

Órgano Oficial de la Sociedad Española de Psiquiatría y de la Sociedad Española de Psiquiatría Biológica

Volumen 2, Número 4.

Octubre-Diciembre 2009

EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

ψ

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales

www.elsevier.es/saludmental

AGENDA

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ORIGINAL

Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia David Gil *, Rosario Bengochea, Marta Arrieta, Mar Fernández, Ana Álvarez, Raúl Sánchez, Raquel Prat y Alexandra Arce Centro de Rehabilitación Psicosocial Padre Menni, Santander, Cantabria, España Recibido el 31 de marzo de 2009; aceptado el 17 de julio de 2009

PALABRAS CLAVE PANSS; Esquizofrenia; Factor cognitivo; Déficit cognitivos

Resumen Introducción: La Escala de los Síndromes Positivo y Negativo (PANSS) es uno de los instrumentos más utilizados para valorar la sintomatología de los pacientes con esquizofrenia. Numerosos estudios han analizado la estructura factorial de esta escala, y han propuesto la existencia de cinco factores: negativo, positivo, excitación, ansiedad/depresión y desorganización (o cognitivo). Este último factor se ha relacionado con pruebas neuropsicológicas con la finalidad de analizar su utilidad como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia, aunque no se han obtenido resultados concluyentes. El objetivo del presente estudio es analizar la estructura de la PANSS y relacionar los factores obtenidos con pruebas cognitivas. Material y métodos: La muestra del estudio está compuesta por 235 pacientes, diagnosticados de esquizofrenia, que viven en la comunidad. La estructura de la PANSS se valoró mediante un análisis factorial de componentes principales. Para evaluar el rendimiento cognitivo se utilizó una versión reducida del Test Barcelona. Resultados: A diferencia de estudios previos, se obtuvieron seis factores principales, ya que se separó el factor desorganización/cognitivo en dos factores distintos. El factor cognitivo obtenido en el estudio correlacionó con todos los subtests del Test Barcelona, mientras que el factor desorganización sólo lo hizo con dos de esos subtests. Conclusiones: Los resultados obtenidos recomiendan utilizar un modelo factorial de seis factores, e indican que el factor cognitivo de la PANSS puede usarse como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia, si bien es aconsejable realizar una evaluación neuropsicológica más amplia. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría y Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

* Autor para correspondencia. Correo electrónico: [email protected] (D. Gil). 1888-9891/$ - see front matter © 2009 SEP y SEPB. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

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Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia KEYWORDS PANSS; Schizophrenia; Cognitive factor; Cognitive deficits

Validity of the cognitive factor of the Positive and Negative Syndrome Scale as a measure of cognitive functioning in schizophrenia Abstract Introduction: The Positive and Negative Syndrome Scale (PANSS) is a widely used instrument for measuring symptomatology in patients with schizophrenia. Numerous studies have analyzed the factorial structure of this scale and have suggested a fivefactor model, namely: negative, positive, excited, anxiety/depression, and disorganized (or cognitive). The latter factor has been related to neuropsychological tests, with a view to analyzing its utility as a measure of cognitive functioning in schizophrenia, but data are inconclusive. The aim of the present study was to analyze the factorial structure of the PANSS and to assess the relationships between factors and neurocognitive tests. Material and methods: The sample comprised 235 outpatients diagnosed with schizophrenia. To investigate the factorial structure of the PANSS, a principal component factor analysis was performed. Cognitive functioning was measured with a shortened version of the Barcelona Test. Results: Unlike previous studies, our study obtained a six-factor model, with disorganized and cognitive symptoms separated in two different factors. The cognitive factor obtained in this study was related to all subtests of the Barcelona Test. The disorganized factor, however, was only related to two of these subtests. Conclusions: Our results support the use of a six-factor model and suggest that the cognitive factor could be a valid measure of cognitive deficits in schizophrenia, although the use of a standard neuropsychological battery is advisable. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría and Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Published by Elsevier España, S.L. All rights reserved.

Introducción La Escala de los Síndromes Positivo y Negativo (PANSS, Positive and Negative Syndrome Scale), desarrollada por Kay et al1 en 1987 y adaptada al español por Peralta et al2 en 1994, es uno de los instrumentos más utilizados para valorar la sintomatología en pacientes con esquizofrenia. Se trata de una escala heteroaplicada que se cumplimenta a partir de una entrevista semiestructurada de unos 45 min de duración. En su versión original, la PANSS está compuesta por 30 ítems agrupados en tres factores: síndrome positivo (compuesto por 7 ítems), síndrome negativo (también formado por 7 ítems) y psicopatología general (compuesto por 16 ítems). Sin embargo, los propios autores de la escala pusieron en duda la utilidad de estos tres factores para recoger de manera adecuada los síntomas valorados por la PANSS, y en un estudio posterior propusieron cuatro factores: síndrome negativo, síndrome positivo, excitabilidad y síntomas depresivos3. En 1997, el grupo de estudio de la PANSS realizó un análisis de la estructura factorial de la escala, y concluyó que un modelo de cinco factores era el que mejor representaba las dimensiones de la PANSS. Este modelo se denominó “modelo pentagonal”, y estaba compuesto por los siguientes factores: negativo, positivo, excitación, disforia y preocupaciones autistas4. Este modelo ha sido incluido en el manual revisado de la PANSS publicado en el año 20005. Sin embargo, las investigaciones posteriores no han podido confirmar que el modelo pentagonal represente de manera adecuada los síntomas característicos de la esquizofrenia6. En su lugar, la mayoría de los estudios realizados proponen un modelo diferente del modelo de White et al4,

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pero manteniendo la estructura de cinco factores. Aunque no hay un acuerdo unánime en la bibliografía, el modelo más aceptado está configurado por los siguientes factores: factor negativo, factor positivo, factor excitación (denominado a veces hostilidad), factor ansiedad/depresión (en algunos estudios, malestar emocional) y factor desorganización/cognitivo. Este modelo se ha constatado tanto en pacientes con enfermedad de larga duración como en pacientes en las fases iniciales7-20. La tabla 1 recoge algunos de los modelos propuestos, así como los ítems que componen los cinco factores reseñados en cada uno de esos modelos. Como se ve en la tabla, algunos modelos utilizan los 30 ítems de la PANSS, mientras que otros excluyen ítems concretos del modelo final. En general, los criterios para no incluir un ítem específico son dos: o bien no alcanza una carga factorial significativa en ningún factor (por debajo de 0,35 o de 0,55 según el estudio), o bien se trata de un ítem con un peso factorial significativo para más de un factor. Un ejemplo de lo comentado es el estudio llevado a cabo por Van der Gaag et al19,20, quienes realizaron un análisis de la PANSS en el que elaboraron un doble modelo de cinco factores. En el primero incluyen los 30 ítems que componen la PANSS, aunque varios ítems aparecen en más de un factor; en el segundo modelo, compuesto por 25 ítems, se incluyen sólo los ítems representativos de un único factor. Como se observa en la tabla 1, hay ítems que conforman de manera consistente cada uno de los factores de la PANSS en todos los modelos propuestos. Sin embargo, otros ítems no muestran tal consistencia, ya sea porque pertenecen a factores diferentes en diferentes estudios, o porque quedan excluidos de los análisis. En concreto, son siete los ítems que se muestran inconsistentes: preocupaciones somáticas

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D. Gil et al

Tabla 1 Modelos factoriales de la PANSS e ítems que componen cada factor Ítems de la PANSS

Bell Lançon Lykouras Mass Wolthaus Whitehorn et al et al et al et al et al et al (1994) (1998) (2000) (2000) (2000) (2002)

Emsley et al (2003)

Klingberg Van der Gaag et al et al (2006) (2006)

A

B

P1. Delirios P2. Desorganización conceptual P3. Comportamiento alucinatorio P4. Excitación P5. Grandiosidad P6. Suspicacia/perjuicio P7. Hostilidad N1. Embotamiento afectivo N2. Retraimiento emocional N3. Contacto pobre N4. Retraimiento social N5. Dificultades en el pensamiento abstracto N6. Ausencia de espontaneidad y fluidez en la conversación N7. Pensamiento estereotipado G1. Preocupaciones somáticas G2. Ansiedad G3. Sentimientos de culpa G4. Tensión motora G5. Manierismos y posturas G6. Depresión G7. Retardo motor G8. Falta de colaboración G9. Inusuales contenidos del pensamiento G10. Desorientación G11. Atención deficiente G12. Ausencia de juicio e introspección G13. Trastornos de la volición G14. Control deficiente de impulsos G15. Preocupación G16. Evitación social activa

2 5 2

2 2 2

2 5 2

2 5 2

2 5 2

2 5 2

2 5 2

2 5 2

2 1 2

2 5 2

3 2 2 3 1 1 1 1 5

3 2 2 3 1 1 1 1 5

3 2 2 3 1 1 1 1 5

3 3 Exc 3 1 1 1 1 5

3 2 2 3 1 1 1 1 5

3 2 2 3 1 1 1 1 5

3 2 2 3 1 1 1 1 5

Exc Exc 2 3 1 1 1 1 5

3 2/3 2/4 3 1 1 1/3 1 1/2

3 2 2 3 1 1 1 1 5

1

1

1

1

1

1

1

1

1

1

5 2 4 4 5 5 4 1 3 2

Exc 4 4 4 3 Exc 4 1 3 2

5 3 4 4 3 5 4 1 3 2

Exc Exc 4 4 3 3 4 Exc 3 2

5 2 4 4 4 Exc 4 1 4 2

5 4 4 4 4 Exc 4 1 3 2

5 4 4 4 4 5 4 1 3 2

5 Exc 4 4 Exc 5 4 1 Exc 2

5 1/3 4 4 3/4 5 4 1 1/3 2/5

5 Exc 4 4 4 Exc 4 1 3 2

Exc 5 5

5 Exc Exc

5 5 2

Exc 5 Exc

5 5 2

Exc 5 5

5 5 2

Exc 5 2

5 5 2/5

5 5 Exc

1 3

Exc 3

1 3

Exc 3

5 4

5 3

1 3

5 3

1/ 3

Exc 3

1 4

Exc 1

1 3

Exc 1

2/5 1

5 Exc

5 1

Exc 1

4/5 Exc 1/2/3/4 1

Factores: 1 = negativo, 2 = positivo, 3 = excitación, 4 = ansiedad/depresión, 5 = desorganización/cognitivo. A: modelo de Van der Gaag con 30 ítems. B: modelo de Van der Gaag con 25 ítems. Exc: ítem excluido en el modelo factorial del estudio.

(G1), tensión motora (G4), manierismos y posturas (G5), ausencia de juicio e introspección (G12), trastornos de la volición (G13), preocupación (G15) y evitación social activa (G16), si bien este último se asocia principalmente al factor negativo. Estas diferencias hacen que no haya unanimidad en los resultados obtenidos en las investigaciones que se realizan con la PANSS, ya que dichos resultados pueden depender del modelo concreto que se utilice y de los ítems que configuren cada factor en ese modelo. Asimismo, puede llevar a diferentes interpretaciones de síntomas específi-

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cos. Un ejemplo sería el ítem “ausencia de juicio e introspección” (G12), que puede verse como un síntoma positivo de la enfermedad en los modelos que lo incluyen en el factor positivo12,14,16,18, o como parte del deterioro cognitivo en los modelos que lo incluyen en el factor desorganización/ cognitivo7,15. La falta de unanimidad en los resultados obtenidos se ejemplifica en las relaciones encontradas entre el factor desorganización/cognitivo, considerado una medida de deterioro por parte del clínico, y pruebas neuropsicológicas,

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Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia que se consideran una medida objetiva del rendimiento cognitivo de los pacientes con esquizofrenia. Algunos estudios encuentran que hay relación entre ambos tipos de medidas y, en consecuencia, concluyen que la PANSS puede utilizarse como medida fiable del funcionamiento cognitivo7,21,22. Sin embargo, otra serie de investigaciones no han hallado ninguna asociación entre el factor desorganización/ cognitivo y la evaluación neuropsicológica objetiva, o bien han obtenido relaciones poco significativas. Estos estudios concluyen que no se puede usar este factor para valorar el deterioro cognitivo en esquizofrenia17,18,23-25. Klinberg et al18 opinan que la falta de relación no puede ser explicada por los ítems específicos que compongan el factor desorganización/cognitivo. Sin embargo, en un estudio anterior, Bryson et al21 llegaron a la conclusión contraria, ya que analizaron tres modelos factoriales diferentes y encontraron que había relación entre este factor y las pruebas cognitivas en función de los ítems que lo componían en cada uno de los modelos analizados. Como recoge la tabla 1, la mayoría de los modelos obtienen que el factor desorganización/cognitivo está compuesto por los siguientes ítems: desorganización conceptual, dificultades en el pensamiento abstracto, pensamiento estereotipado, desorientación y atención deficiente (P2, N5, N7, G10 y G11). Sin embargo, hay diferencias sustanciales en cuanto a otra serie de ítems, como ausencia de juicio e introspección (G12), manierismos y posturas (G5) o preocupación (G15). De hecho, en ninguno de los nueve modelos de la tabla el factor desorganización/cognitivo está compuesto exactamente por los mismos ítems, variando desde el modelo de Lançon et al11, en el que se incluyen dos ítems, hasta los modelos en los que se incluyen siete ítems7,14,16. El presente estudio tiene como objetivo analizar la estructura factorial de la PANSS en una muestra de pacientes no hospitalizados, así como relacionar los factores obtenidos con medidas cognitivas objetivas. Asimismo, se plantea valorar la utilidad de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia.

Material y metodos La muestra está compuesta por 235 pacientes, diagnosticados de esquizofrenia según criterios CIE-10 por psiquiatras de la red pública de salud mental, que acuden al Centro de Rehabilitación Psicosocial (CRPS) perteneciente al Centro Hospitalario Padre Menni de Santander. El CRPS atiende a población con enfermedad mental de larga evolución, aunque para el estudio realizado sólo se seleccionó a los pacientes con un diagnóstico de esquizofrenia. Las pruebas utilizadas en el estudio, descritas más adelante, se aplicaron a los pacientes en el momento de su incorporación al programa de rehabilitación, en el que participan en grupos de entrenamiento cognitivo, habilidades sociales, psicoeducación, afrontamiento del estrés, habilidades de la vida diaria e integración sociocomunitaria. La incorporación a estos grupos se hace en función de las necesidades individuales de rehabilitación que tenga cada paciente. Las pruebas fueron aplicadas por psicólogos clínicos que forman parte del equipo terapéutico del CRPS. Asimismo, en el

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Tabla 2 Características de la muestra Sexo Varones Mujeres Grupos de edad < 25 26-35 36-45 > 45 Nivel educacional Estudios incompletos Estudios primarios Estudios secundarios o superiores Años de evolución 10 Número de ingresos Ninguno 1 2 3 4 5 >5 Años de evolución Números de ingresos Edad de inicio

148 (62,98) 87 (37,02) 37 107 56 35

(15,74) (45,54) (23,83) (14,89)

31 (13,19) 101 (42,98) 103 (43,83) 57 (24,2) 72 (30,5) 106 (45,3) 35 (14,8) 63 (26,9) 31 (13,4) 33 (13,9) 22 (9,3) 13 (5,6) 38 (16,2) 11,24 ± 7,31 2,57 ± 2,04 22,74 ± 6,58

Los datos expresan n (%) o media ± desviación estándar.

momento del estudio todos los pacientes tomaban medicación antipsicótica. Las características de la muestra se especifican en la tabla 2. Para valorar la estructura factorial de la PANSS se utilizó un análisis de componentes principales con rotación varimax. Se extrajeron los factores con valores propios (eigenvalues) por encima de 1. El deterioro cognitivo se evaluó mediante una versión abreviada del Programa Integrado de Exploración Neuropsicológica Test Barcelona26,27. Los subtests utilizados fueron: dígitos directos, dígitos inversos, evocación categorial (palabras por p), memoria de textos inmediata y diferida, aprendizaje verbal, memoria visual inmediata y diferida, comprensión, clave de números y cubos. En un estudio anterior se ha analizado la utilidad de esta versión para valorar el funcionamiento cognitivo en esquizofrenia28. La relación entre los factores de la PANSS y el Test Barcelona se calculó mediante el coeficiente de correlación de Pearson. Los análisis estadísticos se realizaron con el programa estadístico SPSS versión 12.0 para Windows.

Resultados El análisis de componentes principales determinó la existencia de seis factores con eigenvalues superiores a 1, que explicaban el 58,61% de la variancia (tabla 3). De acuerdo

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Tabla 3 Configuración de los modelos de seis y cinco factores Items de la PANSS

Factor 1

Factor 2

Factor 3

Factor 4

Factor 5

Factor 6

1a

1a

1a

1a

1a

1a

P2. Desorganización conceptual 0,64 N7. Pensamiento estereotipado 0,69 G4. Tensión motora 0,52 G5. Manierismos y posturas 0,67 G9. Inusuales contenidos 0,52 del pensamiento G11. Atención deficiente 0,54 G13. Trastornos de la volición 0,72 G15. Preocupación 0,70 N1. Embotamiento afectivo N2. Retraimiento emocional N3. Contacto pobre N4. Retraimiento social N6. Ausencia de espontaneidad y fluidez en la conversación G7. Retardo motor P1. Delirios P3. Comportamiento alucinatorio P5. Grandiosidad P6. Suspicacia/perjuicio G12. Ausencia de juicio e introspección P4. Excitación P6. Suspicacia/perjuicio P7. Hostilidad G8. Falta de colaboración G14. Control deficiente de impulsos G2. Ansiedad G3. Sentimientos de culpa G6. Depresión N5. Dificultades en el pensamiento abstracto G10. Desorientación

2b

2b

0,63 0,66 0,57 0,65 0,52

2b

2b

2b

2b

0,55

0,60

0,58

0,52 0,68 0,70

0,53 0,81 0,70 0,71 0,71 0,77

0,82 0,70 0,71 0,71 0,78

0,72

0,73 0,78 0,54 0,74 0,56

0,54

0,79 0,62 0,58 0,52 0,53

0,52 0,55 0,51 0,80 0,66 0,65

0,56 0,52 0,80 0,65 0,62 0,58 0,61 0,69

0,59 0,64 0,70 0,63 0,60

Exc Exc

Factores: 1 = desorganización, 2 = negativo, 3 = positivo, 4 = excitación, 5 = ansiedad/depresión, 6 = cognitivo. a Modelo de 6 factores. b Modelo de 5 factores. Exc: excluido del modelo por carga factorial < 0,50. Los ítems G1 y G16 quedaron excluidos de ambos modelos.

con la bibliografía existente, los seis factores obtenidos se denominaron: desorganización (eigenvalue = 6,74, el 22,47% de la variancia), negativo (eigenvalue = 3,77, el 12,56% de la variancia), positivo (eigenvalue = 2,36, el 7,86% de la variancia), excitación (eigenvalue = 1,89, el 6,3% de la variancia), ansiedad/depresión (eigenvalue = 1,69, el 5,62% de la variancia) y cognitivo (eigenvaule = 1,13, el 3,78% de la variancia). De acuerdo con Mongay29, en cada factor sólo se incluyeron los ítems con una carga factorial > 0,5. Los ítems G1 (preocupaciones somáticas) y G16 (evitación social activa) no fueron significativos en ninguno de los seis factores; por lo tanto, se excluyeron del modelo. Por el contrario, los ítems G9 (inusuales contenidos del pensamiento) y G11 (atención deficiente) fueron representativos para más de un factor. En concreto, el ítem G9 se incluyó en

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el factor desorganización y en el factor positivo, y el ítem G11, en el factor desorganización y en el factor cognitivo. En este caso, se decidió dejar estos dos ítems en ambos factores. Para valorar la relación de los seis factores obtenidos con los subtests del Test Barcelona, primero se calculó la puntuación de cada factor sumando las puntuaciones de cada uno de los ítems que los componían. La tabla 4 recoge el intervalo de puntuaciones para cada factor, así como la media y la desviación estándar. En esta tabla también se han incluido las subescalas de la PANSS en su categorización original (escala positiva, escala negativa, psicopatología general y puntuación total). Como se observa en la tabla, la muestra utilizada en el estudio presentaba en general un bajo grado de sintomatología. Las relaciones con el Test

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Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia Tabla 4 Intervalo de puntuaciones, media y desviación estándar (DE) de cada factor

Categorización original Escala positiva Escala negativa Psicopatología general Puntuación total Modelo de 6 factores Factor desorganización Factor negativo Factor positivo Factor excitación Factor ansiedad/depresión Factor cognitivo Modelo de 5 factores Factor desorganización Factor negativo Factor positivo Factor excitación Factor ansiedad/depresión

Intervalo

Media ± DE

7-49 7-49 16-112 30-210

13,65 ± 5,90 17,82 ± 6,92 29,01 ± 8,15 60,56 ± 16,97

8-56 6-42 6-42 5-35 3-21 3-21

13,92 ± 6,10 15,19 ± 6,65 13,43 ± 6,06 9,07 ± 3,89 6,79 ± 2,98 6,02 ± 2,57

9-63 6-42 7-49 5-35 3-21

16,33 ± 6,65 15,19 ± 6,65 15,33 ± 6,77 9,07 ± 3,89 6,79 ± 2,98

Barcelona se especifican en la tabla 5. El factor cognitivo fue el único que se relacionó con todos los subtests, así como con la puntuación total del Test Barcelona. El factor negativo se relacionó con evocación categorial (r = –0,246, p < 0,001), memoria de textos inmediata (r = –0,190, p = 0,004), memoria de textos diferida (r = –0,191, p = 0,004), aprendizaje verbal (r = –0,217, p = 0,002), comprensión (r =

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–0,136, p = 0,038) y puntuación total (r = –0,203, p = 0,002). Los cuatro factores restantes sólo mostraron relaciones con subtests aislados. El factor desorganización se relacionó con aprendizaje verbal (r = –0,131, p = 0,045) y comprensión (r = –0,168, p = 0,010). El factor positivo se relacionó con aprendizaje verbal (r = –0,162, p = 0,013); el factor ansiedad/depresión, con clave de números (r = –0,143, p = 0,029), y el factor excitación no se relacionó con ninguno de los subtests del Test Barcelona. En los modelos de cinco factores referidos en la tabla 1 no hay una distinción entre el factor desorganización y el factor cognitivo y, como ya se ha comentado, la investigación realizada para analizar la relación entre este factor y las medidas cognitivas objetivas no ha obtenido resultados concluyentes. En el análisis factorial realizado en el presente estudio, una diferencia esencial respecto a los modelos de cinco factores es que se obtuvo un factor específico que se podía denominar factor cognitivo, y que se diferenciaba del factor desorganización. Por lo tanto, para valorar la utilidad de un modelo de seis factores frente a los modelos de cinco, se procedió a realizar un nuevo análisis factorial con la extracción forzada de cinco factores, que explicaron el 54,83% de la variancia. En este caso, los ítems que quedaron excluidos, además de G1 y G16, fueron N5 (dificultades en el pensamiento abstracto) y G10 (desorientación). Estos dos ítems pertenecían al factor cognitivo en el primer modelo de seis factores. Los cinco factores obtenidos coincidieron con los del modelo anterior, salvo el factor cognitivo. Asimismo, en el modelo de cinco factores el factor desorganización y el factor positivo estaban compuestos por un ítem más cada uno. El resto de los factores estaban configurados exactamente por los mismos ítems en ambos modelos. La tabla 3 ofrece una comparación de ambos modelos.

Tabla 5 Correlación de pearson entre los factores de la PANSS y los subtests del Test Barcelona Test Barcelona

Dígitos directos Dígitos inversos Evocación categorial Memoria de textos inmediata Memoria de textos diferida Aprendizaje verbal Memoria visual inmediata Memoria visual diferida Comprensión Clave de números Cubos Puntuación total

Factor desorganización A

B

–0,022 0,025 –0,043 –0,092 –0,019 –0,131b 0,054 0,017 –0,168b –0,061 0,022 –0,080

–0,010 0,051 –0,023 –0,089 –0,010 –0,110 0,054 0,037 –0,165b –0,047 0,015 –0,059

Factor negativo

0,018 –0,003 –0,246a –0,190a –0,191a –0,217a –0,102 –0,022 –0,136b –0,116 –0,037 –0,203**

Factor positivo A

B

–0,026 –0,033 –0,008 –0,103 –0,042 –0,162b 0,007 –0,059 –0,107 0,005 0,000 –0,119

–0,037 –0,041 –0,018 –0,169a –0,049 –0,182a 0,019 –0,052 –0,116 –0,014 –0,001 –0,104

Factor excitación

Factor ansiedad/ depresión

Factor cognitivo

0,018 0,037 –0,005 –0,105 0,043 –0,081 0,059 –0,031 –0,083 0,112 –0,031 –0,083

0,117 0,106 0,107 –0,007 –0,014 0,052 0,006 0,083 0,040 –0,143b –0,067 0,065

–0,217a –0,239a –0,296a –0,377a –0,340a –0,415a –0,166a –0,250a –0,481a –0,233a –0,226a –0,469a

A: modelo de 6 factores. B: modelo de 5 factores. a p < 0,01. b p < 0,05.

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166 En el modelo de cinco factores sólo se valoraron las relaciones con el Test Barcelona en los factores desorganización y positivo (tabla 5), por ser los que mostraron alguna diferencia con el modelo inicial de seis factores. El factor desorganización sólo se relacionó con comprensión (r = –0,165, p = 0,011), y no con aprendizaje verbal, y el factor positivo, con memoria de textos inmediata (r = –0,169, p = 0,009), además de con aprendizaje verbal (r = –0,182, p = 0,005).

Discusión En consonancia con la investigación precedente, los resultados del presente estudio indican que un modelo de tres factores no recoge de manera adecuada la sintomatología que valora la PANSS. Los factores obtenidos en el modelo forzado de cinco factores son los mismos que en investigaciones anteriores: desorganización, negativo, positivo, excitación y ansiedad/depresión, aunque en estudios anteriores el factor negativo es el que explica la mayor parte de la variancia, y en nuestro caso se trata del factor desorganización. La principal diferencia con los estudios previos surge en el modelo de seis factores, al obtener un sexto factor que se ha denominado factor cognitivo y que se diferencia del factor desorganización. Como ya se ha comentado, los estudios incluidos en la tabla 1 hablan del factor desorganización o cognitivo de manera indistinta, y en casi todos los modelos este factor comparte un mismo conjunto de ítems. Este hecho parece indicar que en las investigaciones realizadas se asume que el factor desorganización y el factor cognitivo hacen referencia al mismo grupo de síntomas. En nuestro estudio, sin embargo, los ítems N5 y G10 se incluyen de manera exclusiva en el factor cognitivo en el modelo de seis factores, y sólo el ítem G11 forma parte de este factor y del factor desorganización. Cuando se realizó un análisis forzado de cinco factores, los ítems N5 y G10 quedaron excluidos. Por lo tanto, los resultados obtenidos en este estudio no apoyan la conclusión de que los mismos síntomas integren el denominado en estudios previos factor desorganización o factor cognitivo, sino más bien que estaríamos ante dos factores distintos compuestos por síntomas diferentes. En concreto, el factor desorganización estaría compuesto por los síntomas desorganización conceptual (P2), pensamiento estereotipado (N7), tensión motora (G4), manierismos y posturas (G5), inusuales contenidos del pensamiento (G9), atención deficiente (G11), trastornos de la volición (G13) y preocupación (G15). Por su parte, el factor cognitivo quedaría integrado por los síntomas dificultades en el pensamiento abstracto (N5), desorientación (G10) y atención deficiente (G11). Las relaciones obtenidas con el Test Barcelona también apoyan la diferenciación entre ambos factores. El factor desorganización, tanto en el modelo de seis factores como en el de cinco, mostró correlaciones sólo con los subtests de aprendizaje verbal y comprensión, mientras que el factor cognitivo correlacionó con todos los subtests incluidos en el estudio. Por lo tanto, parece más indicado utilizar el factor cognitivo como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia y mantener la distinción con el factor desorganización. En este sentido, nuestros resultados apoyan la conclusión de que la PANSS puede utilizarse para valorar el

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D. Gil et al rendimiento cognitivo en esquizofrenia. Sin embargo, dado que el factor cognitivo que se ha utilizado en este estudio está formado por ítems diferentes del de los estudios anteriores, en realidad los resultados obtenidos coinciden parcialmente con las relaciones encontradas en estudios previos. Como se observa en la tabla 1, tanto los autores que han encontrado una relación entre el factor cognitivo y medidas neuropsicológicas, como Bell et al7, como aquellos que no han obtenido relaciones significativas, como Klingberg et al18, incluyen en el factor cognitivo síntomas como la desorganización conceptual, el pensamiento estereotipado, la tensión motora, los manierismos y posturas o los trastornos de la volición (P2, N7, G4, G5 y G13). En nuestro estudio estos ítems pertenecen exclusivamente al factor desorganización que, como ya se ha comentado, ha mostrado menos correlaciones con los subtests del Test Barcelona que el factor cognitivo. Por lo tanto, parte de la confusión que se encuentra en los estudios referidos podría deberse al hecho de analizar de manera conjunta síntomas que, en función de nuestros resultados, pertenecerían a dimensiones diferentes y que, por lo tanto, resultaría más conveniente analizar de manera separada. De hecho, Klingberg et al valoran de forma individual las relaciones de los ítems que en su modelo componen el factor desorganización/cognitivo con las pruebas cognitivas, y obtienen que el ítem N5 (dificultades en el pensamiento abstracto) sí correlaciona con medidas de atención y memoria, aunque no el ítem G11 (atención deficiente). Por otro lado, la poca correlación entre los subtests del Test Barcelona y los factores desorganización, positivo y excitación de nuestro estudio apoya la idea de que los déficit cognitivos son un rasgo característico de los pacientes con esquizofrenia, que se manifiesta independientemente de la presencia de otra serie de síntomas psicóticos30,31, y que se mantiene en fases de estabilidad32,33. La relación encontrada entre el factor negativo y las medidas cognitivas coincide con estudios previos, que también han hallado una asociación entre el deterioro en áreas cognitivas, como la atención o el funcionamiento ejecutivo, y los síntomas de tipo negativo23,34. Sin embargo, no hay un acuerdo unánime en la bibliografía, ya que otra serie de estudios no confirma esta relación29,35. Un aspecto menos estudiado es la relación entre los síntomas del estado de ánimo y el rendimiento cognitivo en esquizofrenia, en parte porque se considera que hay una superposición entre la sintomatología negativa y la depresiva36. Algunos estudios han encontrado que se da una relación entre el humor depresivo y el déficit en atención y en memoria37,38. Sin embargo, otros autores no han confirmando dicha relación, o sólo han obtenido una asociación con síntomas de la función motora, como el enlentecimiento motor36,39. Nuestros resultados parecen apoyar que los síntomas de tipo ansioso o depresivo afectan de manera mínima al rendimiento cognitivo de los pacientes con esquizofrenia, ya que el factor ansiedad/depresión sólo correlacionó negativamente con el subtest clave de números, una prueba que se considera una medida de la velocidad de procesamiento. En conclusión, en función de nuestros resultados parece más adecuado utilizar un modelo factorial compuesto por seis factores, que diferencie el factor desorganización del

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Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia factor cognitivo. En la actualidad, no hay pruebas validadas en español que puedan utilizarse para valorar de manera breve el rendimiento cognitivo de los pacientes con esquizofrenia. Por lo tanto, el factor cognitivo presentado en este estudio podría usarse con dicha finalidad en la práctica clínica diaria. Asimismo, podría servir como medida de cribado de déficit cognitivos (teniendo en cuenta que serían necesarias futuras investigaciones que confirmen los hallazgos obtenidos). Sin embargo, sería necesario complementar la evaluación cognitiva con la administración de una batería neuropsicológica más amplia, ya que el factor cognitivo de la PANSS está integrado por ítems que valoran la atención, la comprensión verbal y la orientación, por lo que no incluye medidas más específicas de funciones cognitivas como la memoria operativa, el aprendizaje verbal o las funciones ejecutivas, áreas que se consideran esenciales en esquizofrenia. La principal limitación del estudio hace referencia a la composición de la muestra utilizada, ya que al tratarse de pacientes de larga evolución y con baja incidencia de sintomatología, los resultados obtenidos no pueden generalizarse a otro tipo de pacientes, como aquellos con un primer brote psicótico o que tengan más síntomas de tipo positivo o de desorganización. Por lo tanto, las conclusiones a las que se llega en el estudio deben ser tomadas con precaución y sería necesario contrastarlas con otras muestras de pacientes. Asimismo, sería conveniente realizar futuras investigaciones para valorar las relaciones del factor cognitivo identificado en este estudio con medidas del funcionamiento psicosocial.

Declaración de conflicto de intereses Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

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Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):169-177 ISSN: 1888-9891

Revista de

Revista de Psiquiatría y Salud Mental

Psiquiatría y Salud Mental

Órgano Oficial de la Sociedad Española de Psiquiatría y de la Sociedad Española de Psiquiatría Biológica

Volumen 2, Número 4.

Octubre-Diciembre 2009

EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

ψ

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales

www.elsevier.es/saludmental

AGENDA

www.elsevier.es/saludmental

ORIGINAL

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave M. Paz García-Portilla a,*, Pilar Alejandra Sáiz a, Eva M. Díaz-Mesa a, Eduardo Fonseca b, Manuel Arrojo c, Pilar Sierra d, Fernando Sarramea e, Emilio Sánchez f, José Manuel Goikolea g, Vicent Balanzá h, Antonio Benabarre g y Julio Bobes a Área de Psiquiatría, Universidad de Oviedo, Asturias, Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM, España b Área de Personalidad, Evaluación y Tratamiento, Universidad de Oviedo, Asturias, Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM, España c Complexo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela, Santiago de Compostela, A Coruña, España d Hospital Universitario La Fe, Valencia, España e Distrito Sanitario Jaén Norte, Servicio Andaluz de Salud, Jaén, España f Hospital General Universitario Gregorio Marañón, Madrid, Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM, España g Hospital Clinic, Barcelona, Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM, España h CSM Catarroja, Valencia, Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM, España a

Recibido el 6 de octubre de 2009; aceptado el 9 de noviembre de 2009

PALABRAS CLAVE Cuestionario Oviedo de Sueño; Insomnio; Hipersomnio; Esquizofrenia; Trastorno bipolar

Resumen Introducción: El 30-80% de los pacientes con trastorno mental grave manifiestan dificultades del sueño. Su impacto es especialmente significativo en ellos por lo que su evaluación y su manejo resultan obligados. El objetivo fue examinar la fiabilidad y validez del Cuestionario Oviedo de Sueño (COS) en pacientes con trastorno mental grave. Material y métodos: Estudio observacional, prospectivo (3 meses), multicéntrico. Participaron 259 sujetos (184 con trastorno mental grave y 75 como controles). Evaluación: COS, ítems del sueño de las Escalas de Bech-Rafaelsen para Depresión (MES, ítem 3) y para Manía (MAS, ítem 5), escalas de Impresión Clínica Global de Gravedad del Trastorno Mental (ICG-GTM) y del Trastorno del Sueño (ICG-GTS). Resultados: a) Estructura factorial: dos factores que explican el 57,65% de la variancia; el factor 1, insomnio, explica el 44,65% y el 2, hipersomnio, el 13%; b) consistencia interna: COS total = 0,90, escala insomnio = 0,91, escala hipersomnio = 0,88; c) fiabilidad test-retest, 0,87; d) validadez convergente: coeficiente de correlación de Pearson con ítem 3 MES = 0,632, con ítem 5 MAS = 0,619, y con ICG-GTS = 0,630 (p < 0,001); e) validez discriminante: discriminó entre pacientes y controles (p = 0,018), y entre distintos grados de gravedad del trastorno mental (ICG-GTM) (p < 0,001) y del trastorno del sueño (ICG-

* Autor para correspondencia. Correo electrónico: [email protected] (M.P. García-Portilla). 1888-9891/$ - see front matter © 2009 SEP y SEPB. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

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M.P. García-Portilla et al GTS) (p < 0,001), y f) sensibilidad a los cambios: detectó disminución significativa de la gravedad del insomnio a los 3 meses (p = 0,005) al igual que la ICG-GTS (p = 0,004). Conclusiones: El COS es un instrumento de medida del ritmo sueño-vigilia válido y fiable en los pacientes con trastorno mental grave. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría y Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

KEYWORDS Oviedo Sleep Questionnaire; Insomnia; Hypersomnia; Schizophrenia; Bipolar disorder

Psychometric performance of the Oviedo Sleep Questionnaire in patients with severe mental disorder Abstract Introduction: The prevalence of sleep disturbances among patients with severe mental disorder ranges from 30 to 80%. Since the impact of these disturbances on patients’ lives is substantial, there is a need for their evaluation and management. The aim of this study was to examine the reliability and validity of the Oviedo Sleep Questionnaire (OSQ) in patients with severe mental disorder. Material and methods: We performed an observational, prospective (3-month), multicenter study. A total of 259 individuals (184 patients with severe mental disorder and 75 controls) were included. Evaluation: the OSQ, the sleep items of the BechRafaelsen’s Scales for Depression (MES item 3) and Mania (MAS item 5), and the Clinical Global Impression Scales for Severity of Mental Disorder (CGI-SMD) and Sleep Disorder (CGI-SSD). Results: a) Factorial structure: two factors accounted for 57.65% of the variance; factor 1 (insomnia) accounted for 44.65% and factor 2 (hypersomnia) for 13%; b) internal consistency: total OSQ = 0.90, insomnia scale = 0.91, hypersomnia scale = 0.88; c) testretest reliability = 0.87; d) convergent validity: Pearson’s correlation coefficients were 0.632 with item 3 of the MES, 0.619 with item 5 of the MAS, and 0.630 with the CGI-SS (p < 0.001); e) discriminant validity: the OSQ was able to differentiate between patients and controls (p = 0.018), and among distinct degrees of mental disorder severity (CGISMD) (p < 0.001) and sleep disorder severity (CGI-SSD) (p < 0.001); f) responsiveness: the OSQ, like the CGI-SSD (p = 0.004), identified a significant decrease in the insomnia severity score after 3 months (p = 0.005). Conclusions: The OSQ is a valid and reliable method for measuring the sleep/wake cycle in patients with severe mental disorder. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría and Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Published by Elsevier España, S.L. All rights reserved.

Introducción Las dificultades del sueño son uno de los problemas de salud más prevalentes, tal como lo demuestra el hecho de que aproximadamente un tercio de la población adulta las sufra1. En el caso de los trastornos mentales graves, entre el 30 y el 80% de los pacientes manifiestan dificultades del sueño durante la fase aguda del trastorno dependiendo de la gravedad de la psicopatología2. Estudios recientes relacionan la falta de sueño con problemas de salud, como la diabetes3,4, la obesidad4 y la hipertensión5, disminución del rendimiento sociolaboral y peor calidad de vida6-8, mayor riesgo de padecer trastornos mentales9, accidentes laborales y de tráfico10-12, y mayor coste sanitario13. Además, el insomnio se ha identificado como un posible factor de riesgo de suicidio en pacientes con esquizofrenia14, y como un indicador de cambio de humor en el trastorno bipolar15.

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Teniendo en cuenta los datos anteriormente descritos y el hecho de que el impacto de las dificultades del sueño es especialmente significativo en los pacientes con enfermedades del sistema nervioso central (SNC) comórbidas (trastornos de ansiedad, del humor, incluidos trastornos bipolar tipo I y II, trastornos por control de impulsos y por uso de sustancias)16, la evaluación precisa de las alteraciones del sueño en los pacientes con trastorno mental grave es imprescindible para determinar las necesidades específicas de cada paciente, planificar las estrategias terapéuticas individualizadas, conseguir resultados satisfactorios y poder reconocer precozmente las recaídas/recurrencias del trastorno. Desafortunadamente, en nuestro país son muy escasos los instrumentos de evaluación del sueño validados en poblaciones con trastorno mental. El Índice de Calidad de Sueño de Pittsburgh (ICSP)17 es un cuestionario diseñado para evaluar la percepción subjetiva de la calidad del sueño de los pacientes con trastornos psiquiá-

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Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave tricos. El índice propiamente dicho consta de 19 ítems que se agrupan en 7 dimensiones; calidad del sueño subjetiva, latencia, duración, eficiencia habitual, perturbaciones, uso de medicación para el sueño y disfunción diurna. Proporciona un perfil del sueño, las puntuaciones en cada una de las 7 dimensiones y una puntuación total de calidad del sueño que discierne entre buenos y malos dormidores. Puntuaciones totales ≤ 5 indican buena calidad de sueño, mientras que puntuaciones ≥ 6 indican mala calidad. Hay una versión española del ICSP18, adaptada y validada en población general. La Escala de Sueño MOS (ES-MOS)19 proporciona información subjetiva sobre la calidad y la cantidad de sueño. Sus 12 ítems se agrupan en las siguientes 6 subescalas: alteraciones del sueño, ronquidos, despertar con falta de respiración o cefalea, cantidad de sueño, adecuación y somnolencia diurna. La ES-MOS facilita puntuaciones en las 6 subescalas que oscilan entre 0 y 100. A mayor puntuación, mayor intensidad del parámetro evaluado. Ha sido validado en nuestro país en población de pacientes con dolor neuropático20. A diferencia de los dos instrumentos anteriores, el Cuestionario Oviedo de Sueño (COS)21 es una entrevista semiestructurada de ayuda al diagnóstico de insomnio e hipersomnio según los criterios diagnósticos CIE-10 y DSM-IV, que ha sido validado en pacientes con trastornos depresivos. El objetivo del presente estudio fue determinar la fiabilidad y la validez del COS en los pacientes con trastorno mental grave: esquizofrenia y trastorno bipolar.

Material y métodos

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trastorno mental ni del comportamiento, incluso disomnia, ni enfermedad somática o tratamiento que pudieran alterar el ciclo sueño/vigilia según criterio médico, y c) que dieran su consentimiento informado por escrito. La media de edad de la muestra fue 41,83 ± 12,3 años; los pacientes con trastorno bipolar eran significativamente mayores que los pacientes con esquizofrenia y que los controles (46,44, 39,84 y 38,25 años, respectivamente; F = 12,06; p < 0,001). El 50,2% de la muestra eran varones; la proporción de varones era estadísticamente superior en el grupo de pacientes con esquizofrenia que en los otros dos grupos (esquizofrenia, 74,7%; bipolar, 39,2%; control, 36%; χ2 = 31,68; p < 0,001).

Evaluación Los 3 grupos fueron evaluados basalmente en el momento de inclusión en el estudio. Además, el grupo de pacientes inestables fue reevaluado a los 3 meses (para determinar la sensibilidad al cambio del instrumento), y el grupo de pacientes estables fue reevaluado al cabo de 1 semana (para determinar la fiabilidad test-retest). Se utilizaron los siguientes instrumentos de evaluación: a) el COS21 (anexo 1); b) los ítems del sueño de la versión española de las escalas de Bech-Rafaelsen para Depresión (MES)22, ítem 3, y para Manía (MAS)22, ítem 5; c) la Escala de Impresión Clínica Global de Gravedad del Trastorno Mental (ICG-GTM)23, y d) una adaptación ad hoc de la ICG-G para la evaluación de la gravedad del trastorno del sueño por el clínico (ICG-GTS).

Estudio observacional, prospectivo (3 meses), multicéntrico, de validación de un instrumento de medida, comparativo entre un grupo de pacientes con diagnóstico de trastorno esquizofrénico, un grupo con trastorno bipolar y un grupo de controles sanos. El estudio fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Clínica Regional del Principado de Asturias y todos los pacientes dieron su consentimiento informado por escrito para participar en el estudio.

Cuestionario Oviedo de Sueño

Sujetos

1. Satisfacción subjetiva con el sueño: constituida por un único ítem (COS1) que se puntúa mediante una escala Likert de intensidad de 7 grados, desde 1, muy insatisfecho, hasta 7, muy satisfecho. 2. Insomnio: formada por 9 ítems (COS21 a COS24, COS3 a COS7) que evalúan la naturaleza del insomnio (dificultades de conciliación, de mantenimiento, despertar precoz, sueño no reparador), sus repercusiones en la vigilia (preocupación, cansancio, disminución del funcionamiento) y su gravedad. Los ítems COS21 a COS24 junto con el COS7 constituyen el algoritmo para el diagnóstico categorial de insomnio, bien según los criterios CIE-10 o bien según los criterios DSM-IV. Los 9 ítems constituyen la Escala COS de Gravedad del Insomnio (COS-GI). El algoritmo diagnóstico de insomnio CIE-10 es el siguiente (anexo 2):

Un total de 259 sujetos (87 pacientes con esquizofrenia, 97 con trastorno bipolar y 75 sujetos control sanos) procedentes de 10 centros de España (Oviedo, Santiago de Compostela, Valencia [2], Barcelona [3], Madrid [2] y Jaén) fueron incluidos en el estudio. En función del estado clínico, los grupos de pacientes se subdividieron en estables (psicopatológicamente estables y sin cambios en el tratamiento en los últimos 6 meses) e inestables (inicio del tratamiento o cambio debido a reagudización/ineficacia). Eran inestables 49 de los 87 pacientes con esquizofrenia y 52 de los 97 pacientes con trastorno bipolar. Los criterios de inclusión de los pacientes fueron: a) edad ≥ 18 años; b) diagnóstico de trastorno esquizofrénico o trastorno bipolar; c) en régimen de tratamiento ambulatorio, y d) que dieran su consentimiento informado por escrito para participar en el estudio. Dada la naturaleza del estudio, el único criterio de exclusión era la negativa del paciente a participar en él. Para el grupo control, los criterios de inclusión fueron: a) edad ≥ 18 años; b) no presentar

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El COS es una entrevista semiestructurada breve que permite realizar una historia clínica exhaustiva sobre el ritmo sueño-vigilia del paciente. La información recogida ayuda al diagnóstico de insomnio e hipersomnio según los criterios diagnósticos CIE-10 y DSM-IV. Consta de 15 ítems, 13 de los cuales se agrupan en 3 escalas:

— Debe presentarse como mínimo 3 días a la semana al menos 1 de los 4 ítems COS21 a COS24 (dificultades para conciliar el sueño, permanecer dormido, lograr un sueño reparador, despertarse a la hora habitual), es decir, obtener una puntuación ≥ 3.

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172 — Se debe presentar al menos 3 días a la semana el ítem COS7 (preocupación o cansancio o repercusión en el funcionamiento por las dificultades de sueño nocturno), es decir, obtener una puntuación ≥ 3. El algoritmo diagnóstico de insomnio DSM-IV es el siguiente (anexo 2): — Debe presentarse como mínimo 6-7 días a la semana al menos 1 de los 4 ítems COS21 a COS24 (dificultades para conciliar el sueño, permanecer dormido, lograr un sueño reparador, despertarse a la hora habitual), es decir, obtener una puntuación de 5. — Debe presentarse al menos 6-7 días a la semana el ítem COS7 (preocupación o cansancio o repercusión en el funcionamiento por las dificultades de sueño nocturno), es decir, obtener una puntuación de 5. La Escala COS-GI proporciona una puntuación dimensional de gravedad del insomnio que se obtiene sumando las puntuaciones de cada uno de los 9 ítems que la constituyen (anexo 2). 3. Hipersomnio: constituida por 3 ítems (COS25, COS 8 y COS9) que evalúan el sueño diurno y la preocupación/ disminución del funcionamiento por este motivo. Estos 3 ítems constituyen el algoritmo para el diagnóstico categorial de hipersomnio, que en este caso es el mismo para los criterios CIE-10 y los DSM-IV. No hay una escala COS de gravedad del hipersomnio. El algoritmo diagnóstico de hipersomnio consiste en (anexo 2): — No hay dificultades de sueño nocturno, es decir, la puntuación en los ítems COS21 a COS 24 es 1. — Se debe presentar al menos 6-7 días a la semana los 3 ítems de la escala (COS25, COS8 y COS9), es decir, obtener una puntuación de 5. Los 2 ítems restantes (COS10 y COS11) proporcionan información adicional sobre parasomnias y posibles trastornos orgánicos del sueño, así como sobre el uso de ayudas para dormir (hierbas, fármacos, etc.). Se trata de un instrumento heteroaplicado, con el que el clínico va recogiendo y clarificando con el paciente la información por él proporcionada. El marco de referencia temporal es “durante el último mes”. Proporciona la siguiente información: 1. Satisfacción subjetiva del paciente con su sueño que oscila entre 1 y 7; a mayor puntuación, mayor satisfacción. 2. Diagnóstico categorial de insomnio o hipersomnio según los criterios diagnósticos CIE-10 y DSM-IV. 3. Puntuación dimensional de la gravedad del insomnio. El intervalo de puntuación es 9-45; a mayor puntuación, mayor gravedad. En la población con depresión una puntuación directa de 30 en esta escala equivale al percentil 501.

Ítems de la escalas MES y MAS Los ítems 3 de la MES (trastornos del sueño) y 5 de la MAS (alteraciones del sueño) evalúan la duración del sueño, re-

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M.P. García-Portilla et al ferida por el paciente, en las 3 noches previas. La puntuación posible en ambos ítems oscila entre 0 (duración del sueño habitual) y 4 (MES: extrema reducción del sueño, que interfiere enormemente en la vida diaria del paciente; MAS: no duerme).

Escalas ICG-GTM e ICG-GTS Las escalas ICG-GTM e ICG-GTS representan la valoración del clínico sobre la gravedad del trastorno mental y del trastorno del sueño, respectivamente, en el momento actual. En ambas la puntuación oscila entre 1 (normal, no enfermo) y 7 (entre los pacientes más extremadamente enfermos).

Análisis de los datos En el análisis de datos no se incluyeron los ítems 1 —por ser una valoración subjetiva del paciente (sólo se incluyó en los estadísticos descriptivos de los ítems)—, 10 y 11 —ya que sólo proporcionan información adicional y no forman parte de ninguna escala—. Para el análisis estadístico se utilizó el paquete estadístico SPSS v. 15, considerando un nivel de confianza del 95%, y para el análisis factorial, el programa Factor24. El estudio de la estructura interna del COS se realizó mediante el método de mínimos cuadrado ponderados con posterior rotación Promin a partir de la matriz de correlaciones policóricas25 (dada la naturaleza ordinal de los ítems) en el grupo de pacientes. Los criterios utilizados para determinar el número de factores a extraer fueron el criterio de Kaiser, el gráfico de sedimentación, el análisis paralelo y la interpretabilidad de los factores. La fiabilidad de los ítems que componen cada factor del COS se estimó mediante el alfa de Cronbach para datos ordinales26. La fiabilidad test-retest de la puntuación dimensional de gravedad del insomnio se calculó mediante el coeficiente de Pearson entre la puntuación dimensional de gravedad del insomnio basal y la misma puntuación en la semana 1 de los pacientes estables. Para determinar la validez convergente se utilizaron correlaciones de Pearson entre la puntuación en la escala COS-GI y las puntuaciones en la escala ICG-GTS y en los ítems 3 del MES y 5 de la MAS. Para la validez discriminante se utilizó la prueba ANOVA de un factor con el estadístico de Tukey como prueba post hoc. La sensibilidad al cambio se midió con la prueba de la t para muestras relacionadas.

Resultados Estadísticos descriptivos En la tabla 1 se presentan los estadísticos descriptivos (media y desviación típica) para los ítems del COS en la evaluación basal tanto para los grupos de pacientes (esquizofrenia y bipolar) como para los controles. La mayoría de los ítems presentaron unos niveles de asimetría y curtosis adecuados, si bien ninguno se distribuyó de forma normal. No se encontraron diferencias estadísticamente significativas en las

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Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave

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Tabla 1 Estadísticos descriptivos para los ítems del Cuestionario Oviedo del Sueño (COS) Ítems COS

Esquizofrenia (n = 87)

Trastorno bipolar (n = 97) Controles (n = 75)

1. Satisfacción con su sueño 2.1. Dificultades en conciliar el sueño 2.2. Dificultades en permanecer dormido 2.3. Dificultades para lograr sueño reparador 2.4. Dificultades para despertar a la hora habitual 2.5. Dificultades por excesiva somnolencia 3. Latencia de sueño 4. Despertares nocturnos 5. Despertar precoz 6. Eficiencia del sueño 7. Preocupación por funcionamiento por insomnio 8. Excesiva somnolencia/sueño diurno 9. Preocupación por funcionamiento por somnolencia

4,66 ± 1,55 2,09 ± 1,37 2,01 ± 1,32 2,20 ± 1,45 1,76 ± 1,24 2,10 ± 1,45 2,60 ± 1,48 2,45 ± 1,33 1,71 ± 1,24 2,14 ± 1,33 1,80 ± 1,26 2,02 ± 1,41 1,79 ± 1,31

4,35 ± 1,63 1,98 ± 1,41 2,17 ± 1,51 2,08 ± 1,50 2,02 ± 1,52 2,22 ± 1,57 2,05 ± 1,28 2,35 ± 1,27 1,95 ± 1,45 1,90 ± 1,20 2,03 ± 1,39 1,97 ± 1,35 1,84 ± 1,34

4,43 ± 1,72 1,55 ± 1 1,77 ± 1,35 1,99 ± 1,40 1,83 ± 1,31 1,60 ± 1 1,61 ± 1,02 2,08 ± 1,02 1,65 ± 1,02 1,43 ± 0,82 1,65 ± 0,87 1,33 ± 0,60 1,27 ± 0,50

Los datos expresan media ± desviación típica.

Tabla 2 Cargas factoriales y comunalidades estimadas para los ítems del Cuestionario Oviedo de Sueño Factores Ítems

tores resultantes fue 0,57. Para esta solución factorial la raíz cuadrática medida de los residuales (RMSR) fue 0,06 y el índice de Bentler, 0,99. Las cargas factoriales, así como las comunalidades, del análisis factorial exploratorio para los ítems del COS se recogen en la tabla 2.

I. Insomnio II. Hipersomnio Comunalidades

2.1 2.2 2.3 2.4 2.5 3 4 5 6 7 8 9

0,88 0,71 0,60 0,39 0,68 0,62 0,44 0,38 0,64 0,34

Eigenvalues 5,53 Variancia explicada (%) 44,65

0,53 0,86 0,97

0,70 0,55 0,60 0,36 0,43 0,43 0,20 0,28 0,46 0,60 0,61 0,87

1,56 13

puntuaciones medias en cada uno de los ítems del COS entre los pacientes con esquizofrenia y aquellos con trastorno bipolar.

Estructura interna del COS La media de adecuación muestral (estadístico de Bartlett) fue 1.110,1 (p < 0,001) y el KMO fue de 0,84. En función de los criterios anteriormente descritos el número aconsejado de factores a extraer fue dos. El primer factor explicó un 44,65% de la variancia total y se lo denominó “insomnio”. El segundo factor explicó un 13% de la variancia total y se lo denominó “hipersomnio”. La correlación entre los dos fac-

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Consistencia interna y fiabilidad test-retest La consistencia interna para los ítems que componen la escala insomnio fue 0,91, mientras que para los de la escala hipersomnio fue 0,88. El nivel de consistencia interna para el COS total fue 0,90. Todos los índices de discriminación para los 12 ítems del COS incluidos en el análisis fueron > 0,39. En cuanto a la fiabilidad test-retest, el coeficiente de Pearson fue de 0,87 (n = 76; p < 0,001).

Validez convergente y discriminante Las correlaciones entre la puntuación en la escala COS-GI y las puntuaciones en la escala ICG-GTS y en los ítems 3 de la MES y 5 de la MAS fueron estadísticamente significativas (p < 0,001). Los coeficientes de correlación de Pearson fueron: 0,630 con la ICG-GTS, 0,632 con el ítem 3 de la MES y 0,619 con el ítem 5 de la MAS. A continuación, se observó si había diferencias estadísticamente significativas en la puntuación en la COS-GI entre los dos grupos de pacientes (esquizofrenia y bipolar) y los controles mediante la prueba ANOVA de un factor. Los resultados mostraron diferencias estadísticamente significativas (tabla 3). Las comparaciones post hoc señalaron que ambos grupos de pacientes mostraron mayores puntuaciones en la COS-GI que los controles. Posteriormente, se dividió a los participantes en función de la gravedad de su trastorno mental (ICG-GTM) en tres grupos (leves —puntuaciones 1-3—, moderados —puntuación 4— y graves —puntuaciones 5-7—) para examinar si una mayor gravedad del trastorno mental se asociaba con mayor gravedad del insomnio. Los resultados del ANOVA indicaron

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M.P. García-Portilla et al

Tabla 3 ANOVA de un factor. Variable dependiente: puntuación en la Escala COS de Gravedad del Insomnio. Variables independientes: diagnóstico, gravedad del trastorno mental y gravedad del trastorno del sueño

COS-GI ICG-GTM COS-GI ICG-GTS COS-GI

Esquizofrenia

Trastorno bipolar

Control

F-p

18,82 ± 7,8 Leve (puntuaciones 1-3) 15,75 ± 6,2 Leve (puntuaciones 1-3) 15,61 ± 5,8

18,43 ± 8,5 Moderado (puntuación 4) 19,61 ± 8,3 Moderado (puntuación 4) 24,79 ± 7,8

15,62 ± 6,2 Grave (puntuaciones 5-7) 22,05 ± 9,5 Grave (puntuaciones 5-7) 28,65 ± 9,8

4,069-0,018 F-p 14,134-< 0,001 F-p 57,339-< 0,001

COS: Cuestionario Oviedo de Sueño; COS-GI: Escala COS de Gravedad del Insomnio; ICG-GTM: Impresión Clínica Global, Gravedad del Trastorno Mental; ICG-GTS: Impresión Clínica Global, Gravedad del Trastorno del Sueño. Los datos expresan media ± desviación estándar.

diferencias estadísticamente significativas en la puntuación de la COS-GI (tabla 3). Las comparaciones post hoc señalaron que los pacientes con una gravedad moderada y grave de su trastorno mental obtuvieron mayores puntuaciones en la COS-GI que los sujetos leves; en cambio no se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre los pacientes con gravedad moderada y grave. Finalmente, se dividió a los participantes en función de la gravedad de su trastorno del sueño (ICG-GTS) en los mismos tres grupos (leve, moderada y grave) para examinar si los pacientes con mayor gravedad del trastorno del sueño, según la impresión general del clínico, presentaban mayores puntuaciones en la escala COS-GI. Nuevamente, los resultados del ANOVA indicaron diferencias estadísticamente significativas (tabla 3). En este caso las comparaciones post hoc señalaron que los 3 grupos de gravedad del trastorno del sueño según la ICG-GTS diferían significativamente entre sí en la dirección esperada, es decir, los pacientes con trastorno leve, según la ICG-GTS, obtuvieron puntuaciones significativamente menores en la COS-GI que aquellos con trastornos moderados y graves, y a su vez, los pacientes considerados en categoría moderada obtuvieron puntuaciones significativamente menores que los considerados graves.

Sensibilidad al cambio La puntuación en la escala COS-GI disminuyó significativamente al cabo de 3 meses, que pasó de 20,36 ± 9,03 en la evaluación basal a 17,74 ± 8,27 en la evaluación al tercer mes (t = 2,881; p = 0,005). Del mismo modo, a los 3 meses disminuyó significativamente la puntuación en la ICG-GTS (3 frente a 2,61; t = 2,959; p = 0,004).

Discusión El COS es una entrevista semiestructurada, breve, desarrollada para evaluar exhaustivamente el ritmo sueño-vigilia de los pacientes. Hasta la fecha, el COS se validó en pacientes con trastornos depresivos21, y en este artículo se presentan los datos de la validación en pacientes con trastorno mental grave, esquizofrenia y trastorno bipolar. Estos resultados indican que el COS es un instrumento válido y fiable y

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que, por lo tanto, puede ser una medida útil del ritmo sueño-vigilia para los pacientes con trastorno mental grave. La estructura interna del COS en esta población replicó la estructura teórica y la obtenida en los pacientes con trastornos depresivos; un factor de insomnio y uno de hipersomnio. La consistencia interna y la fiabilidad test-retest, índice de la estabilidad de las puntuaciones, fueron buenas. Los datos que apoyan la validez convergente del COS son aceptables. Como se esperaba las correlaciones entre las puntuaciones en la escala COS-GI y las de la ICG-GTS, el ítem 3 de la MES y el 5 de la MAS fueron moderadas. Esta correlación moderada puede deberse a que tanto la ICGGTS como los ítems de la MES y la MAS son medidas muy simples, un único ítem, de un fenómeno tan complejo como es el ritmo sueño-vigilia. Específicamente, los ítems de la MES y la MAS únicamente se centran en el tiempo del sueño, sin tener en cuenta ni integrar en la puntuación las repercusiones en la vigilia. Sin embargo, por otra parte, hay que tener en cuenta que los resultados obtenidos para la validez convergente pueden estar exagerados por el hecho de que el mismo evaluador que puntuaba el COS puntuaba la ICGGTS y los ítems de la MES y la MAS. El COS-GI fue capaz de discriminar entre los pacientes y los sujetos control sanos, y entre los propios pacientes en función tanto de la gravedad general del trastorno mental (ICG-GTM) como de la gravedad del trastorno del sueño (ICG-GTS). Los controles sanos obtuvieron puntuaciones indicativas de menor gravedad en la COS-GI respecto a los pacientes con trastorno esquizofrénico o bipolar. Asimismo, los pacientes con mayores puntuaciones de gravedad del trastorno mental y del trastorno del sueño obtuvieron puntuaciones peores en la COS-GI. Finalmente, la escala COS-GI demostró ser sensible a los cambios a lo largo del tiempo; la gravedad de la puntuación disminuía de forma paralela a la disminución de la gravedad identificada con la ICG-GTS. La población de pacientes incluidos en este estudio pensamos que reproduce bastante fielmente a los pacientes españoles en tratamiento ambulatorio por su trastorno mental grave. Por una parte, al tratarse de un estudio de validación, los criterios de inclusión fueron muy poco restrictivos y el único criterio de exclusión fue la negativa del paciente a participar en el estudio. Por otra parte, fue un

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Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave estudio multicéntrico, en el que participaron centros de todos los puntos cardinales de nuestro país. Sin embargo, somos conscientes de que el tamaño de la muestra puede ser una limitación de nuestro estudio. El COS es un instrumento de evaluación del ritmo sueñovigilia que ya había demostrado su bondad psicométrica en los pacientes con trastornos depresivos21 y en este estudio se confirma su buen rendimiento psicométrico en los pacientes con trastornos esquizofrénicos y bipolares. Su sencillez y brevedad facilitan su utilización tanto en la práctica clínica cotidiana como en la investigación.

Financiación Este estudio fue financiado por el Instituto de Salud Carlos III, Centro de Investigación Biomédica en Red de Salud Mental, CIBERSAM.

Declaración de conflicto de intereses Los autores declaran no tener conflictos de intereses.

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176 Anexo 1

M.P. García-Portilla et al Cuestionario Oviedo de Sueño (COS)

Durante el último mes COS1. ¿Cómo de satisfecho ha estado con su sueño? 1 Muy insatisfecho 2 Bastante insatisfecho 5 Satisfecho 6 Bastante satisfecho

3 Insatisfecho 7 Muy satisfecho

4 Término medio

COS2. ¿Cuántos días a la semana ha tenido dificultades para… COS2.1. COS2.2. COS2.3. COS2.4. COS2.5.

Conciliar el sueño Permanecer dormido Lograr un sueño reparador Despertar a la hora habitual Excesiva somnolencia

Ninguno 1 1 1 1 1

1-2 días 2 2 2 2 2

3 días 3 3 3 3 3

4-5 días 4 4 4 4 4

6-7 días 5 5 5 5 5

COS3. ¿Cuánto tiempo ha tardado en dormirse, una vez que lo intentaba? 1 0-15 minutos 2 16-30 minutos 3 31-45 minutos 4 46-60 minutos 5 Más de 60 minutos COS4. ¿Cuántas veces se ha despertado por la noche? 1 Ninguna vez 2 1 vez 3 2 veces

4 3 veces

5 más de 3 veces

COS5. ¿Ha notado que se despertaba antes de lo habitual? En caso afirmativo, ¿cuánto tiempo antes? 1 Se ha despertado como siempre 2 Media hora antes 3 1 hora antes 4 Entre 1 y 2 horas antes 5 Más de 2 horas antes COS6. Eficiencia del sueño (horas dormidas/horas en cama) Por término medio, ¿cuántas horas ha dormido cada noche? ¿Cuántas horas ha permanecido habitualmente en la cama? 1 91-100% 2 81-90% 3 71-30%

4 61-70%

5 60% o menos

COS7. ¿Cuántos días a la semana ha estado preocupado/a o ha notado cansancio o disminución en su funcionamiento sociolaboral por no haber dormido bien la noche anterior? 1 Ningún día 2 1-2 días 3 3 días 4 4-5 días 5 6-7 días COS8. ¿Cuántos días a la semana se ha sentido demasiado somnoliento/a, llegando a dormirse durante el día o durmiendo más de lo habitual por la noche? 1 Ningún día 2 1-2 días 3 3 días 4 4-5 días 5 6-7 días COS9. Si se ha sentido con demasiado sueño durante el día o ha tenido períodos de sueño diurno, ¿cuántos días a la semana ha estado preocupado/a o ha notado disminución en su funcionamiento sociolaboral por ese motivo? 1 Ningún día 2 1-2 días 3 3 días 4 4-5 días 5 6-7 días COS10. ¿Cuántos días a la semana ha tenido (o le han dicho que ha tenido)… Ninguno 1-2 días

3 días

4-5 días

6-7 días

COS10.1. Ronquidos COS10.2. Ronquidos con ahogo COS-10.3. Movimientos de las piernas COS-10.4. Pesadillas COS-10.5. Otros

3 3 3 3 3

4 4 4 4 4

5 5 5 5 5

1 1 1 1 1

2 2 2 2 2

COS11. ¿Cuántos días a la semana ha tomado fármacos o utilizado cualquier otro remedio (infusiones, aparatos, etc.), prescrito o no, para ayudarse a dormir? 1 Ningún día 2 1-2 días 3 3 días 4 4-5 días 5 6-7 días Si ha utilizado alguna ayuda para dormir (pastillas, hierbas, aparatos, etc.), describir:

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Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Anexo 2

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Sintaxis de corrección del Cuestionario Oviedo de Sueño (COS)

IF ((COS21 >= 3 | COS22 >= 3 | COS23 >= 3 | COS24 >= 3) & (COS7 >= 3)) Dco_INS_CIE = 1 . EXECUTE . IF ((COS21 < 3 & COS22 < 3 & COS23 < 3 & COS24 < 3) | (COS7 < 3)) Dco_INS_CIE = 0 . EXECUTE . IF ((COS21 = 5 | COS22 = 5 | COS23 = 5 | COS24 = 5) & (COS7 = 5)) Dco_INS_DSM = 1 . EXECUTE . IF ((COS21 < 5 & COS22 < 5 & COS23 < 5 & COS24 < 5) | (COS7 < 5)) Dco_INS_DSM = 0 . EXECUTE . IF ((COS21 = 1 & COS22 = 1 & COS23 = 1 & COS24 = 1) & (COS25 = 5) & (COS8 = 5) & (COS9 = 5)) Dco_HIPERS= 1 . EXECUTE . IF ((COS21 > 1 | COS22 > 1 | COS23 > 1 | COS24 > 1) | (COS25 < 5) | (COS8 < 5) | (COS9 < 5)) Dco_HIPERS= 0 . EXECUTE . COMPUTE COS_GI = COS21 + COS22 + COS23 + COS24 + COS3 + COS4 + COS5 + COS6 + COS7 . EXECUTE . Dco_INS_CIE: diagnóstico de insomnio según los criterios CIE-10. Posibles valores: 0 = sin insomnio; 1 = con insomnio. Dco_INS_DSM: diagnóstico de insomnio según los criterios DSM-IV. Posibles valores: 0 = sin insomnio; 1 = con insomnio. Dco_HIPERS: diagnóstico de hipersomnio según los criterios CIE-10 y DSM-IV. Posibles valores: 0 = sin hipersomnio; 1 = con hipersomnio. COS-GI: puntuación en la Escala COS de Gravedad del Insomnio. Posibles valores: 9 a 45.

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Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):178-189 ISSN: 1888-9891

Revista de

Revista de Psiquiatría y Salud Mental

Psiquiatría y Salud Mental

Órgano Oficial de la Sociedad Española de Psiquiatría y de la Sociedad Española de Psiquiatría Biológica

Volumen 2, Número 4.

Octubre-Diciembre 2009

EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

ψ

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales

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ORIGINAL

Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento S. Jiménez-Murcia a,b,*, R. Granero Pérez c, F. Fernández-Aranda a,b, E. Álvarez Moya b, M.N. Aymamí a, M. Gómez-Peña a, B. Bueno a, J.J. Santamaría a, L. Moragas a, E. Penelo c, N. Jaurrieta a, M.P. Alonso a,d, C. Segalàs a, E. Real a, J. Labad a, F. Bove a, J. Vallejo a,d y J.M. Menchón a,d Servicio de Psiquiatría, Hospital Universitario de Bellvitge, L’Hospitalet de Llobregat, Barcelona, España Ciber Fisiopatologia de la Obesidad y Nutrición (CIBERObn), Instituto de Salud Carlos III, Barcelona, España c Departamento de Psicobiología y Metodología de Ciencias de la Salud, Facultad de Psicología, Universitat Autònoma de Barcelona, Barcelona, España d Ciber Salud Mental (CIBERSAM), Instituto de Salud Carlos III, Barcelona, España a

b

Recibido el 24 de enero de 2009; aceptado el 28 de septiembre de 2009

PALABRAS CLAVE Juego patológico; Comorbilidad; Abuso de sustancias; Psicopatología; Personalidad

Resumen Introducción: El juego patológico es un trastorno que presenta elevadas tasas de comorbilidad, especialmente con los trastornos por abuso o dependencia de sustancias, aunque también con los trastornos del estado de ánimo, de ansiedad, otros trastornos del control de los impulsos, así como con trastornos de personalidad. Objetivos: Analizar la comorbilidad del juego patológico con otros trastornos mentales en una muestra consecutiva de sujetos que consultaban en una unidad especializada de juego patológico, y específicamente la relación existente entre trastornos relacionados con sustancias con las variables de personalidad y clínica de los juegos patológicos. Método: Se evaluó a 498 pacientes (el 88,2%, varones), diagnosticados de trastorno por juego patológico según DSM-IV-TR, mediante entrevista clínica semiestructurada y diversas escalas clínicas y de personalidad. Resultados: Se obtuvo una mayor prevalencia de trastornos del estado de ánimo en las mujeres (30,5%), y de abuso y/o dependencia de sustancias, en los varones (11,2%). Asimismo, se encontró una asociación positiva entre antecedentes psiquiátricos y abuso de alcohol y otras sustancias, y entre abuso de alcohol y edad. Finalmente, determinados rasgos de personalidad, como la baja dependencia a la recompensa (odds ratio [OR] = 0,964) y elevada impulsividad (OR = 1,02), predecían el abuso y/o dependencia de tóxicos, mientras elevadas puntuaciones en autotrascendencia predecían tanto el abuso de alcohol como de otras sustancias (OR = 1,06).

* Autor para correspondencia. Correo electrónico: [email protected] (S. Jiménez Murcia). 1888-9891/$ - see front matter © 2009 SEP y SEPB. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

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Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento

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Conclusiones: Los resultados confirman que el juego patológico se presenta de forma comórbida con otros trastornos, especialmente del estado de ánimo y relacionados con sustancias. Los resultados de este estudio, realizado con una amplia muestra de sujetos diagnosticados de juego patológico, que solicitan tratamiento por su problema, pueden contribuir al conocimiento de esta compleja problemática y una mejora de su tratamiento. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría y Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

KEYWORDS Pathological gambling; Comorbidity; Substance abuse; Psychopathology; Personality

Comorbidity in pathological gambling: clinical variables, personality and treatment response Abstract Introduction: Pathological gambling shows high comorbidity rates, especially with substance use disorders, although affective, anxiety and other impulse control disorders, as well as personality disorders, are also frequently associated. Objectives: To explore comorbidity in pathological gambling with other mental disorders in a consecutive sample of patients attending a unit specialized in pathological gambling, and specifically the relationship between substance-related disorders, on the one hand, and personality and clinical variables in pathological gamblers, on the other. Method: A total of 498 patients with a DSM-IV-TR diagnosis of Pathological Gambling (11.8% women) were assessed with a semi-structured clinical interview and several clinical and personality scales. Results: Higher comorbidity with affective disorders was found in women (30.5%), while higher comorbidity with substance-related disorders was found in men (11.2%). A positive association was also detected between a history of psychiatric disorders and current comorbidity with substance-use disorders, as well as between alcohol abuse and age. Finally, some personality traits such as low reward dependence (OR = 0.964) and high impulsivity (OR = 1.02) predicted other substance abuse (not alcohol). High selftranscendence scores predicted both alcohol and other substance abuse (OR = 1.06). Conclusions: Our results suggest a high prevalence of comorbid disorders in pathologic gambling, mainly with affective and substance-related disorders. The results of the present study, conducted in a broad sample of consecutively admitted pathologic gamblers, may contribute to understanding of this complex disorder and treatment improvement. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría and Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Published by Elsevier España, S.L. All rights reserved.

Introducción El juego patológico (JP) es un problema de salud que comporta graves consecuencias a las personas que lo padecen y a sus familiares. Se trata de un trastorno altamente incapacitante, que cursa de forma progresiva y crónica y que afecta y deteriora todas las áreas de la vida del individuo. El JP se clasifica como un trastorno del control de los impulsos, y configura un cuadro clínico caracterizado por una serie de síntomas cognitivos, conductuales y fisiológicos. La conducta de juego problemática o patológica es un fenómeno que se observa en todos los países. Diversos estudios muestran que el 70-90% de la población adulta y adolescente ha jugado en alguna ocasión1-3. Estudios epidemiológicos actuales obtienen tasas de JP del 1-2% de la población

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general4,5, y la prevalencia de este trastorno oscila entre el 0,1 y el 5,1% a lo largo de la vida6-8. El estudio de la comorbilidad del JP con otros trastornos es uno de los temas de más interés para el avance del conocimiento sobre su etiología. Este fenómeno podría indicar algún nexo en común entre el JP y otros trastornos, es decir que uno fuera la causa del otro compartiendo, por lo tanto, una serie de factores de vulnerabilidad comunes, o bien que los dos trastornos no fueran fenómenos independientes, sino fenotipos distintos de una misma enfermedad.

Juego patológico y abuso de sustancias Una revisión de la literatura sobre comorbilidad muestra que los trastornos por abuso o dependencia de alcohol y otras

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180 sustancias son unos de los más comúnmente asociados al JP912 , con tasas que oscilan entre el 21 y el 65%, tanto en muestran clínicas como procedentes de población general13-17. Algunos estudios destacan que la incidencia del JP es entre 8 y 10 veces mayor en sujetos con abuso o dependencia de alcohol, en comparación con la población general18. Otros informan de que entre un 9 y un 30% de los consumidores de tóxicos presentaban problemas de juego concomitantes19-23. También en esta línea, Petry et al24 afirmaban que el JP presenta una elevada comorbilidad con otros trastornos mentales, especialmente con abuso de alcohol y trastornos del estado de ánimo. Un estudio reciente de Adamson et al25, realizado con una muestra de 105 dependientes a tóxicos, identificaba que un 74% presentaba otros trastornos psiquiátricos, entre ellos JP.

Juego patológico y otros trastornos comórbidos del eje I Los trabajos sobre comorbilidad del JP con otros trastornos apuntan que hay elevadas tasas de trastornos del estado de ánimo (trastorno depresivo mayor, distimia, manía e hipomanía) que oscilan entre el 33 y el 76%, trastornos de ansiedad (9-40%), otros trastornos del control de los impulsos (35-43%) y trastorno por déficit de atención con hiperactividad (20%)26. Los estudios realizados en poblaciones especiales, como en personas de la tercera edad con problemas de juego, también revelan elevadas tasas de comorbilidad psiquiátrica que incluyen trastornos depresivos, de ansiedad y de abuso de alcohol27.

Juego patológico y otros trastornos comórbidos del eje II En cuanto a los trastornos de personalidad, Black et al 28 observaron que un 87% de una muestra de 30 sujetos con JP presentaba, como mínimo, un trastorno de personalidad concomitante. Describieron como más comunes el trastorno obsesivo-compulsivo de la personalidad, seguido por el evitativo, esquizotípico y paranoide. Diversos estudios demuestran la asociación entre JP y los trastornos de personalidad del cluster B, y observan mayor prevalencia de rasgos como impulsividad y búsqueda de sensaciones en JP en la comparación con controles 29,30. En cuanto a la relación con el trastorno de personalidad antisocial (TPA), diversos autores 31-34 la han demostrado, y oscilaría entre un 15 y un 40%. En cuanto a los otros trastornos de personalidad, las tasas no serían superiores a las observadas en la población general26. En otros estudios los valores oscilan entre el 15 y el 65% 16,24,35-37. Sin embargo, los rasgos de personalidad conflictivos, sin la suficiente gravedad clínica como para merecer un diagnóstico en el eje II, son mucho más frecuentes 38.

Juego patológico, sexo y comorbilidad Menos resultados se disponen en relación con el sexo y la comorbilidad. La mayoría de los estudios de prevalencia demuestran que el JP afecta especialmente a los varones17,39,40. La literatura también apunta a que varones y

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S. Jiménez-Murcia et al mujeres juegan por razones distintas. En el caso de los varones, la conducta suele iniciarse en la juventud y, generalmente, están implicados el gusto por el riesgo, las sensaciones nuevas, la posibilidad de ganar dinero, etc.10,41, mientras que en el caso de las mujeres, suele ser más frecuente un inicio tardío (en la edad adulta) y como consecuencia de estados emocionales negativos42. Estos patrones, según Petry et al24, pueden extenderse a las características diferenciales de la comorbilidad entre sexos. Por ejemplo, en su estudio basado en los resultados de la National Epidemiologic Survey on Alcohol and Related Conditions, observan que algunos trastornos (como los afectivos o el abuso de sustancias) se presentan estrechamente asociados al sexo. En otro estudio realizado con 143 varones y 143 mujeres, que consultaron de forma consecutiva por un problema de juego patológico, se observó que aunque la edad de inicio del trastorno fue 7 años superior en las mujeres, la severidad era similar para ambos sexos. Las mujeres, sin embargo, presentaban mayor psicopatología general, así como puntuaciones significativamente más elevadas en evitación al daño y más bajas en autodirección que el grupo de varones. No se observó ninguna asociación entre las variables sexo y severidad del trastorno43.

Objetivos del presente estudio 1. Describir las características clínicas y la comorbilidad con trastornos DSM-IV de los ejes I y II, de una muestra de sujetos jugadores patológicos, en tratamiento profesional. 2. Identificar la comorbilidad concurrente entre JP y abuso de sustancias (nicotina, alcohol y otros tóxicos) en la muestra total y por subgrupos (establecidos en función del sexo, la edad, el tipo de juego problema y los años de evolución). 3. Verificar la comorbilidad concurrente entre JP y otros trastornos mentales DSM-IV de los ejes I y II en la muestra total y por subgrupos (sexo, edad, tipo de juego problema y años de evolución). 4. Evaluar la relación entre rasgos de personalidad y abuso de alcohol y tóxicos, en los varones con diagnóstico de JP. 5. Observar si el consumo de alcohol y tóxicos predice el estado clínico de los varones con diagnóstico de JP (psicopatología y severidad del trastorno de JP).

Método Sujetos La muestra estaba formada por 498 sujetos diagnosticados de JP, según criterios DSM-IV-TR44, y que habían acudido de forma consecutiva a la Unidad de Juego Patológico del Hospital Universitario de Bellvitge (HUB), en Barcelona. Todos ellos habían solicitado tratamiento específico por su problema de juego entre enero de 2003 y agosto de 2006.

Procedimiento En el momento de la consulta, todos los sujetos fueron valorados por especialistas (psiquiatras y psicólogos) en

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Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento este trastorno mediante una entrevista semiestructurada, centrada en distintos aspectos relacionados con el problema de juego y el estado clínico del paciente, basada en criterios diagnósticos DSM-IV-TR44 (incluidos trastornos comórbidos, a excepción de los trastornos por consumo de sustancias y trastornos de personalidad del eje II, que fueron explorados con instrumentos específicos, que se describen en el apartado de instrumentos). Posteriormente, los pacientes, de forma individual, cumplimentaban el resto de las escalas y los cuestionarios que se describen en este estudio.

Instrumentos Se han considerado diversas medidas clínicas y psicopatológicas, tales como: Structured Clinical Interview for DSM IV Axis I. Módulo E. Trastornos por consumo de sustancias (SCID-I)45 y Structured Clinical Interview for DSM IV Axis II Personality Disorders (SCID-II)46; Symptom Check List —90 items— Revised (SCL-90-R)47,48, Escala de Impulsividad de Eysenck (I7)49, Inventario de Temperamento y Carácter Revisado (TCI-R)50,51, South Oaks Gambling Screen (SOGS)52,53 y Cuestionario diagnóstico DSM-IV para juego patológico de Stinchfield54,55. Se recogió información adicional mediante una entrevista semiestructurada relacionada con variables demográficas, clínicas y psicopatológicas, sociofamiliares y de conductas de juego, descrita en otras publicaciones41,56,57.

Análisis estadístico El análisis estadístico se efectuó con el programa SPSS 15.0.1 para Windows. En primer lugar se estimaron las prevalencias de las principales características clínicas y comorbilidades en la población origen de la muestra, estratificadas por el sexo de los pacientes, la edad, el tipo de juego y el tiempo de evolución. La comparación estadística de estos índices epidemiológicos se efectuó a través de odds ratio (OR) obtenidas con modelos de regresión logística binaria, cuya bondad de ajuste se valoró con la prueba habitual de Hosmer-Lemeshow. A continuación se utilizaron pruebas de comparación de medias (procedimiento T-test groups) para comparar las puntuaciones medias en psicopatología (SCL-90-R) y la gravedad del juego patológico (escalas SOGS y total de síntomas DSM) entre sujetos que informan de abuso de alcohol y los que no. Finalmente, se valoró la capacidad predictiva de las puntuaciones en los cuestionarios de personalidad TCI-R e I7 sobre el grado de abuso de sustancias (sólo alcohol, sólo drogas o ambos consumos) mediante regresiones multinomiales ajustadas por la edad de los pacientes (procedimiento NOMREG). Debido al reducido tamaño muestral de mujeres con JP y su menor representatividad clínica, estos análisis fueron realizados en la cohorte de varones. Estos modelos constituyen una extensión de la regresión logística para respuestas multinivel. La capacidad predictiva global se valoró con el coeficiente R2 de Nagelkerke, y la bondad de ajuste se basó en las pruebas habituales de la χ2 y en la razón de verosimilitud.

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Resultados Características clínicas de la muestra La tabla 1 presenta la distribución de las principales características clínicas de los pacientes del estudio, estratificadas por sexo. La media de edad fue 41,5 años en la muestra total (49,6 años en las mujeres y 40,5 en los varones), y la media del tiempo de evolución fue 6,3 años (7,2 años en las mujeres y 6,2 en los varones). El 2,2% de los pacientes cumplió los criterios DSM-IV para los trastornos de personalidad del cluster A, el 6,5% para el cluster B, el 3,7% para el cluster C y el 1,4% para trastornos mixtos de personalidad. Respecto a los antecedentes psiquiátricos, los trastornos más prevalentes a lo largo de la vida fueron los afectivos (el 27,1% en las mujeres y el 8,9% en los varones), de ansiedad (el 22% en las mujeres y el 10,8% en los varones) y el abusodependencia de sustancias (el 6,7% en las mujeres y el 16,5% en los varones). En relación con la comorbilidad concurrente, en el momento de la consulta: el 30,5% de las mujeres y el 9,6% de los varones presentaban trastorno afectivo, el 13,5% de las mujeres y el 9,4% de los varones cumplían criterios de algún trastorno de ansiedad y un 6,7% de las mujeres frente a un 11,2% de los varones eran abusadores-dependientes de sustancias.

Comorbilidad concurrente estratificada en la muestra total de pacientes La tabla 2 presenta la comorbilidad concurrente entre consumo de sustancias (nicotina, alcohol y otros tóxicos) y el sexo, la edad, el tipo de juego problema y el tiempo de evolución del trastorno. Estos datos indican que el sexo y el tipo de juego no se asocian significativamente al uso de sustancias (en estos casos, las OR obtenidas no tienen significación estadística). Sin embargo, existe una relación positiva entre la edad de los pacientes y la probabilidad de abuso de alcohol (a mayor edad, mayor proporción de sujetos con abuso de alcohol) y una relación negativa entre la edad y la probabilidad de consumo de tabaco (a menor edad, mayor probabilidad de fumar). En comparación con pacientes de edad más joven (≤ 30 años), los más mayores (edad > 50 años) también presentan menor probabilidad de abuso de otros tóxicos (OR = 0,059). Respecto al tiempo de evolución, tras ajustar por la edad, los sujetos con evolución breve (0-2 años) tenían menor hábito tabáquico que los pacientes que habían sufrido el trastorno 2-5 años (OR = 1,93), 5-10 años (OR = 2,46) o hacía más de 10 años (OR = 2,03). La tabla 3 presenta la comorbilidad concurrente entre psicopatología (antecedentes psiquiátricos y trastornos actuales en los ejes I y II) y el sexo, la edad, el tipo de juego y el tiempo de evolución del trastorno. En este caso, el grupo de edad en que se encuentra el paciente no tiene relación con la probabilidad de presentar psicopatología previa o actual. En cambio, ser varón tiene un riesgo menor de tener otras psicopatologías tanto en el pasado como en el presente (OR = 0,44 para precedentes psiquiátricos, OR = 0,38 para enfermedades del eje I y OR = 0,40 para enfermedades del eje II). Tras ajustar por el sexo, no hubo diferencias entre el principal juego problema y la probabilidad de presentar comorbilidad. Asimismo, tras ajustar por

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S. Jiménez-Murcia et al

Tabla 1 Características clínicas de la muestra Psicopatologías actuales Mujeres (n = 59)

Varones (n = 439)

Antecedentes psiquiátricos Total (n = 498)

Mujeres (n = 59)

varones (n = 439)

Total (n = 498)

9,64

12,12

27,12

8,98

11,15

Trastornos del estado de ánimo

30,51

Trastornos de ansiedad

13,56

9,44

10,10

22,03

10,83

12,17

Trastornos relacionados con sustancias (%)

6,78

11,24

10,71

6,78

16,55

15,38

Esquizofrenia y otros trastornos psicóticos (%)

3,39

4,36

4,24

5,08

4,84

4,87

Trastornos de la conducta alimentaria (%)

3,39

0

0,40

3,39

0,23

0,61

Trastornos del control de impulsos (%)

0

1,15

1,01

1,69

1,38

1,42

Otros (%)

3,39

1,84

2,02

13,55

6,44

7,30

Trastornos de personalidad Cluster A (%) Cluster B (%)

0 17,24

2,54

2,24

5,08

6,52

Cluster C (%)

3,45

3,70

3,67

Mixtos (%)

5,17

0,92

1,43

Evolución del problema de juego Edad actual, media ± DE Evolución, media ± DE

49,6 ± 11,7 7,2 ± 7

40,5 ± 12,9

41,5 ± 13,1

6,2 ± 6,5

6,3 ± 6,5

DE: desviación estándar.

la edad, tampoco hubo asociación con el tiempo de evolución del problema de juego. La tabla 4 presenta la comorbilidad entre uso de sustancias y psicopatología en los estratos definidos por sexo, edad, tipo de juego y evolución del problema. Los antecedentes psiquiátricos se asocian estadísticamente al abuso de tóxicos en los pacientes de sexo masculino (OR = 1,98), de edad media (OR = 2,77) y jugadores de máquinas (OR = 2,79). La presencia de trastornos en el eje I se asocia con el abuso de alcohol en los varones (OR = 1,69), jugadores de máquinas (OR = 1,91) y con una evolución del trastorno de entre 2 y 5 años (OR = 3,28) y entre 5 y 10 años (OR = 2,69). También se observa comorbilidad entre trastornos del eje I y abuso de otros tóxicos en los varones (OR = 2,55), jugadores de máquinas (OR = 2,71) y de corta evolución (OR = 3,49). La presencia de trastornos en el eje II se asocia al abuso de alcohol en los pacientes más jóvenes (OR = 6,11), con evolución de entre 2 y 5 años (OR = 5,88), y se asocia con el abuso de otros tóxicos, en pacientes con una evolución del trastorno de entre 2 y 5 años (OR = 4,90).

Relación entre tipo de personalidad y abuso de sustancias en varones jugadores patológicos La tabla 5 presenta la capacidad predictiva de las puntuaciones obtenidas por los varones en los cuestionarios de

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personalidad TCI e I7 sobre la probabilidad de abuso de alcohol y/o drogas. Estos resultados indican que los sujetos que presentan exclusivamente abuso de alcohol obtienen puntuaciones análogas en rasgos de personalidad a los pacientes que no abusan de ninguna de ambas sustancias. En cambio, puntuaciones bajas en la subescala del TCI-R de dependencia a la recompensa y altas en la escala de I7 de impulsividad, diferencia a pacientes con abuso de tóxicos de los no abusadores de sustancias. Finalmente, puntuaciones altas en la escala TCI-R de autotrascendencia incrementa la probabilidad de que los pacientes abusen tanto del alcohol como de otros tóxicos. El ajuste de los modelos fue adecuado (χ2, p > 0,05) y la capacidad predictiva general, baja (R2 < 0,15).

Diferencias clínicas en varones jugadores patológicos en función del abuso de sustancias La tabla 6 presenta el estado clínico de los varones en las escalas SOGS y SCL-90-R, en función de si abusan del alcohol y de otros tóxicos. Estos datos indican que el abuso de alcohol sólo es un predictor estadístico del grado de gravedad del juego patológico: los consumidores de alcohol obtienen una media estadísticamente superior en el SOGS (p = 0,015). Por otro lado, abusar de otras drogas incrementa todas las puntuaciones medias de psicopatología, excepto en las subescalas SCL-90-R somatización y obsesivo-compulsivo.

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Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento

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Tabla 2 Prevalencias y comorbilidad concurrente entre juego patológico y uso-abuso de sustancias Mujeres (n = 59)

Varones (n = 439)

Varones frente a mujeres, OR (IC del 95%)

Nicotina

64,4%

75,9%

1,74 (0,976-3,09)

Alcohol

11,9%

18,9%

1,73 (0,759-3,95)

Tóxicos Edada

5,1% Joven (n = 111)

8,9%

1,82 (0,544-6,09)

Media (n = 259)

Avanzada (n = 128)

Media frente a joven, OR (IC del 95%)

Avanzada frente a joven, OR (IC del 95%)

Nicotina

88,3%

73,4%

64,8%

0,365b (0,192-0,693)

0,245b (0,124-0,484)

Alcohol

9,9%

20,1%

21,1%

2,28 (1,14-4,57)

2,43b (1,14-5,16)

Tóxicos

11,7%

10,8%

0,8%

0,914 (0,454-1,84)

0,059b (0,008-0,462)

Bingo (n = 22)

Otros (n = 26)

Bingo frente a máquinas, OR (IC del 95%)

Otros frente a máquinas, OR (IC del 95%)

Juego

Máquinas (n = 431)

b

Nicotina

77,5%

63,6%

61,5%

0,508 (0,207-1,25)

0,465 (0,204-1,06)

Alcohol

18,1%

18,2%

26,9%

1,01 (0,331-3,05)

1,67 (0,667-4,10) 1,39 (0,398-4,85)

Tóxicos Evoluciónc (años)

8,6% 0-2 (n = 169)

0

11,5%

—

2-5 (n = 117)

5-10 (n = 125)

> 10 (n = 76)

2-5 frente a 0-2, OR (IC del 95%)

5-10 frente a 0-2, OR (IC del 95%)

> 10 frente a 0-2, OR (IC del 95%)

Nicotina

68,6%

77,8%

80,8%

73,7%

1,93 (1,10-3,39)b

2,46 (1,38-4,38)b

2,03 (1,05-3,92)b

Alcohol

17,2%

12,8%

24%

17,1%

0,661 (0,335-1,36)

0,823 (0,389-1,74)

1,02 (1-1,64)

Tóxicos

10,1%

7,7%

8,8%

5,3%

0,877 (0,372-2,07)

1,08 (0,489-2,45)

0,758 (0,238-2,42)

IC: intervalo de confianza; OR: odds ratio. a Edad: joven (hasta 30 años); media (30-50 años); avanzada (mayor de 50 años). b OR significativa (p ≤ 0,05). c Valores ajustados por edad.

Discusión Este estudio se planteó como objetivo observar la comorbilidad entre JP y otros trastornos, en un grupo de sujetos que, de forma consecutiva, habían solicitado tratamiento por su problema de juego. Asimismo, también se pretendía estudiar la relación entre abuso de alcohol y tóxicos y personalidad, psicopatología y severidad del trastorno de juego patológico.

Características clínicas de la muestra Coincidiendo con otras investigaciones, se observó una asociación entre juego patológico y trastornos afectivos y de ansiedad en el caso de las mujeres, y abuso o dependencia de sustancias en los varones; éstos son los trastornos más prevalentes en la muestra estudiada58,59. Sin embargo, esta concordancia era sólo parcial, puesto que al comparar nuestros resultados con los de otros estudios, obtuvimos tasas considerablemente inferiores. Asimismo, en lo que se refiere a los trastornos del eje II, los más pre-

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valentes en nuestro trabajo fueron los del cluster B, hallazgo que también coincide con la literatura28,29, aunque nuestras tasas eran también claramente inferiores. A pesar de ello los resultados obtenidos han sido superiores a los observados en población general, independientemente del sexo, y tanto en los trastornos del eje I60 como los del eje II61. Estas discrepancias pueden deberse a varios factores, como la procedencia de las muestras; mientras que algunos estudios incluyen a sujetos seleccionados a través de anuncios en periódicos u otros medios de comunicación, informando de que se está llevando a cabo una investigación sobre JP29,62, otros están realizados con muestras especiales, como en el estudio de Kruedelbach et al33, en el que los sujetos eran veteranos de las fuerzas armadas estadounidenses, que seguían tratamiento en régimen de ingreso. Otros motivos pueden deberse a la metodología y los instrumentos de evaluación utilizados. En algunos casos, los diagnósticos se han establecido después de la aplicación, por parte de clínicos entrenados y con experiencia demostrada, de instrumentos estandarizados63, mientras que en otros, los resultados se han obtenido con medidas

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S. Jiménez-Murcia et al

Tabla 3 Prevalencias y comorbilidad entre juego patológico y psicopatología Mujeres (n = 59)

Varones (n = 437)

Varones frente a mujeres, OR (IC del 95%)

Antecedentes psiquiátricos

62,7%

42,4%

0,438a (0,250-0,768)

Trastornos de eje I

59,3%

35,7%

0,381a (0,219-0,663)

Trastornos de eje II

25,4%

11,9%

0,396a (0,206-0,762)

Edadb

Joven (n = 111)

Media (n = 259)

Avanzada (n = 128)

Media frente a joven, OR (IC del 95%)

Avanzada frente a joven, OR (IC del 95%)

Antecedentes psiquiátricos

43,2%

44,5%

46,9%

1,05 (0,672-1,65)

1,16 (0,694-1,93)

Trastornos de eje I

39,1%

38,2%

38,6%

0,964 (0,610-1,52)

0,979 (0,580-1,65)

Trastornos de eje II

15,3%

14,3%

10,2%

0,926 (0,497-1,73)

0,631 (0,291-1,37)

Juegoc

Máquinas (n = 431)

Bingo (n = 22)

Otros (n = 26)

Bingo frente a máquinas, OR (IC del 95%)

Otros frente a máquinas, OR (IC del 95%)

Antecedentes psiquiátricos

44,9%

42,9%

38,5%

0,532 (0,197-1,44)

0,768 (0,339-1,74)

Trastornos de eje I

37,2%

59,1%

32%

1,47 (0,564-3,81)

0,792 (0,332-1,89)

Trastornos de eje II

12,1%

19%

20%

0,819 (0,235-2,85)

1,85 (0,658-5,22)

Evoluciónd (años)

0-2 (n = 168)

2-5 (n = 117)

5-10 (n = 125)

> 10 (n = 76)

2-5 frente a 0-2, OR (IC del 95%)

5-10 frente a 0-2, OR (IC del 95%)

> 10 frente a 0-2, OR (IC del 95%)

Antecedentes psiquiátricos

39,3%

43,1%

48,8%

53,3%

1,17 (0,722-1,90)

1,47 (0,918-2,37)

1,77 (1-3,12)

Trastornos de eje I

37,5%

35%

41,6%

42,1%

0,897 (0,547-1,47)

1,18 (0,734-1,91)

1,21 (0,680-2,14)

Trastornos de eje II

11,3%

11,1%

16%

18,4%

1,05 (0,492-2,22)

1,63 (0,822-3,24)

2,11 (0,966-4,63)

IC: intervalo de confianza; OR: odds ratio. a OR significativa (p ≤ 0,05). b Edad joven (hasta 30 años); media (30-50 años); avanzada (mayor de 50 años). c Valores ajustados por sexo. d Valores ajustados por edad.

de autoinforme, incluso enviadas por correo64. Es un hecho conocido que las medidas de auotinforme producen tasas significativamente mayores si se comparan con las basadas en entrevistas administradas por especialistas. Asimismo, siguiendo a Pérez Urdániz65, aspectos como dificultades conceptuales, validez y estabilidad de los diagnósticos (especialmente en los trastornos de personalidad), etc., facilitan que haya sesgos que justifiquen las enormes discrepancias entre estudios.

Comorbilidad estratificada en la muestra total de pacientes Los resultados obtenidos en este trabajo evidenciaron una asociación positiva entre antecedentes psiquiátricos, comorbilidad actual y abuso de alcohol y tóxicos, lo que concuerda con la literatura. En este sentido, Kessler et al63, en un análisis retrospectivo de entrevistas realizadas a más de 9.000 sujetos, concluían que la existencia de otros trastornos psiquiátricos actuaba como factor predictor y de mantenimiento del JP. Por otra parte, nuestro estudio

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identificó una asociación positiva entre abuso de alcohol y edad. Es decir, el consumo de alcohol se incrementaba con la edad, contrariamente a lo que sucedía con las drogas. Estos resultados coinciden parcialmente con la literatura, puesto que la mayoría de los estudios observan una relación positiva entre consumo de alcohol y otras sustancias y adolescencia/juventud en los jugadores patológicos1,66,67. Respecto al sexo, nuestros resultados indican que ser mujer confería un riesgo mayor de haber presentado antecedentes psiquiátricos. Sin embargo, los antecedentes psiquiátricos, en los varones, se asociaban al consumo de tóxicos. Algunos investigadores no han hallado diferencias en términos de sexo y comorbilidad psiquiátrica68, pero otros indican que las mujeres tendrían mayor riesgo de presentar otros trastornos psiquiátricos, además del juego patológico, como trastornos afectivos69-71, ansiedad generalizada, dependencia del alcohol, uso y abuso de drogas24. Otros autores, contrariamente, han identificado una asociación entre el uso de alcohol, tabaco y drogas, especialmente en varones58,59.

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Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento

185

Tabla 4 Comorbilidad (OR) entre uso de sustancias y psicopatología, para estratos de sexo, edad, tipo de juego y evolución Sexo Antecedentes Mujeres (n = 59)

Trastornos de eje I

Trastornos de eje II

Varones (n = 437)

Mujeres (n = 59)

Varones (n = 437)

Mujeres (n = 59)

Varones (n = 437)

Nicotina Alcohol

2,70

1,20

1,15

1,28

1,14

1,19

0,768

1,08

4,76

1,69a

1,20

1,89

Tóxicos

–

1,98

0,324

2,55

6,62

1,10

a

a

Edad (años)

Trastornos de eje I

Joven (n = 111)

Media (n = 259)

Avanzada (n = 128)

Joven (n = 111)

Media (n = 259)

Avanzada (n = 128)

Joven (n = 111)

Media (n = 259)

Avanzada (n = 128)

Nicotina

1,83

1,20

1,34

0,506

1,22

1,56

0,344

4,72a

0,197a

Alcohol

1,11

1,03

0,883

2,01

1,84

1,36

6,11a

1,58

0,647

Tóxicos

1,14

2,77

–

1,98

2,02

–

1,01

1,35

–

Máquinas Bingo (n = 431) (n = 22)

Otros (n = 26)

Máquinas Bingo (n = 431) (n = 22)

Otros (n = 26)

Máquinas (n = 431)

Bingo (n = 22)

Otros (n = 26)

Nicotina

1,35

2,50

0,455

1,52

0,800

0,417

1,45

1,64

0,286

Alcohol

1,10

0,375

1,29

1,91

0,167

1,95

1,61

1,56

2

Tóxicos

2,79a

0,750

–

2,71a

1,44

1,07

1,46

–

–

Antecedentes

b

a

Juego

Trastornos de eje II

Trastornos de eje I

Evolución (años)

a

Trastornos de eje II

Trastornos de eje I

Trastornos de eje II

0-2 (n = 168)

2-5 (n = 117)

5-10 (n = 125)

> 10 (n = 76)

0-2 (n = 168)

2-5 (n = 117)

5-10 (n = 125)

> 10 (n = 76)

0-2 (n = 168)

2-5 (n = 117)

5-10 (n = 125)

> 10 (n = 76)

Nicotina

1,18

2,48

0,766

0,691

1,11

1,02

1,24

1,13

0,968

3,80

1,42

0,574

Alcohol

0,933

0,622

1,81

0,571

0,854

3,28a

2,69a

1,22

1,32

5,88a

2,52

–

Tóxicos

1,86

2,33

1,29

–

3,49

0,505

1,19

–

0,462

4,90

1,19

1,51

a

a

Odds ratio (OR) obtenidas en regresión logística binaria. a OR significativa (p ≤ 0,05). b Edad: joven (hasta 30 años); media (30-50 años); avanzada (mayor de 50 años).

Relación entre tipo de personalidad y abuso de sustancias en varones con juego patológico Respecto a los factores predictores de abuso y/o dependencia de alcohol y drogas en JP, los resultados obtenidos en este estudio mostraron la implicación de las variables de personalidad en esta relación. En este sentido, escasa dependencia a la recompensa (escasa empatía y preocupación por los problemas de los demás, independencia, inconformismo, etc.) y elevada impulsividad predecían el abuso y/o dependencia de sustancias. Sin embargo, puntuaciones elevadas en autotrascendencia o espiritualidad eran predictoras tanto de abuso y/o dependencia de alcohol como de drogas. En poblaciones generales psiquiátricas, algunos rasgos de personalidad, como la búsqueda de sensaciones y la impulsividad, así como determinados trastornos de personalidad (antisocial y límite), se han asociado de forma con-

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sistente a la vulnerabilidad a sufrir trastornos por abuso y/o dependencia de sustancias72. Sin embargo, aunque se ha propuesto el concepto de “personalidad adictiva”, éste carece por el momento de evidencias empíricas sólidas73. Por otra parte, hay datos que avalan que los jugadores patológicos con abuso de sustancias presentan mayores búsqueda de sensaciones, impulsividad, gusto por el riesgo y despreocupación, así como baja empatía y cooperación, y escasa capacidad de planificación74.

Diferencias clínicas en varones jugadores patológicos en función del abuso de sustancias Finalmente, en concordancia con la literatura, los resultados del presente estudio mostraban que el abuso y/o la dependencia del alcohol era un factor predictor de la severidad del JP75-77. Asimismo, abusar de otras sustancias incrementaba el

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186

S. Jiménez-Murcia et al

Tabla 5 Capacidad predictiva de la personalidad de los varones (n = 439) con diagnóstico de jugador patológico en el abuso de sustancias Medias ajustadas por edad TCI-R (R2 = 0,13) Búsqueda de novedades Evitación de daño Dependencia de recompensa Persistencia Autodirección Cooperación Autotrascendencia I7 (R2 = 0,08) Impulsivo Aventura Empatía

Regresión multinomial ajustada por edad

NoAb Alch Drog Alc+Dr Sólo alcohol, (n = 328) (n = 72) (n = 28) (n = 11) OR (IC del 95%)

Sólo drogas, OR (IC del 95%)

Alcohol y drogas, OR (IC del 95%)

109,1 98,1 101,5

108,8 99,6 101

114,3 102,5 96

117,9 93,6 96

0,992 (0,969-1,01) 0,999 (0,977-1,02) 1,01 (0,987-1,03)

1,02 (0,989-1,06) 1,04 (0,985-1,09) 1,01 (0,976-1,04) 0,981 (0,933-1,03) 0,964* (0,930-0,999) 0,952 (0,896-1,01)

111,6 129,3 135,8 64,5

109,9 125,5 131,6 64,8

108,7 117,3 132,4 70,3

114 122,2 130,2 75,3

0,997 (0,980-1,01) 0,996 (0,975-1,02) 0,985 (0,963-1,01) 1 (0,978-1,02)

0,998 (0,975-1,02) 0,979 (0,949-1,01) 1,03 (0,994-1,06) 1,03 (0,994-1,07)

0,991 (0,954-1,03) 1 (0,956-1,05) 1,01 (0,959-1,06) 1,06* (1,01-1,12)

44,1 42,6 70,6

46,8 41,8 72,4

53,8 42,7 72,1

56,2 48,7 66,2

1,01 (0,992-1,02) 1,02* (1-1,05) 0,997 (0,985-1,01) 0,995 (0,977-1,01) 1,01 (0,988-1,03) 1 (0,977-1,03)

1,03 (0,994-1,07) 1 (0,976-1,03) 0,984 (0,951-1,02)

Alc+Dr: abusa de alcohol y otras drogas; Alch: sólo abusa de alcohol; Drog: sólo abusa de otras drogas; NoAb: no abusan. * OR significativa (p ≤ 0,05). Categoría de referencia en multinomiales: sin consumo de alcohol o drogas.

riesgo de presentar psicopatología concomitante. Este resultado también estaría en concordancia con estudios previos que coinciden en destacar la elevada comorbilidad entre abuso de sustancias y otros trastornos psiquiátricos, en sujetos con diagnóstico de juego patológico78,79.

Conclusiones Nuestros resultados confirman que el juego patológico se presenta de forma comórbida con otros trastornos, especialmente trastornos del estado de ánimo y trastornos relacionados con sustancias. Por otra parte, se demuestra una asociación entre antecedentes psiquiátricos y trastornos relacionados con sustancias, y entre abuso de alcohol y edad. Determinados rasgos de personalidad predicen abuso de alcohol y otras sustancias. En definitiva, la comorbilidad del juego patológico con otros trastornos es probablemente uno de los temas de mayor interés en el estudio de la etiopatogenia de este trastorno. La posibilidad de identificar factores comunes y diferenciales con otros problemas puede permitir dilucidar la existencia de vulnerabilidades biológicas, familiares y ambientales compartidas. Asimismo, la relevancia clínica de este tipo de estudios es significativa, puesto que apuntan a la necesidad de diseñar tratamientos específicos en los que se combinen distintas estrategias psicoterapéuticas con farmacológicas, para adaptarse mejor a las características de cada paciente.

Limitaciones Nuestros resultados deben ser considerados en el contexto de una serie de limitaciones. La primera de ellas es el tipo

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de muestra estudiada, ya que la constituyen pacientes que solicitan tratamiento en una unidad especializada. Por ello, los resultados obtenidos no necesariamente son representativos ni generalizables a la población general de jugadores patológicos o problemáticos. En segundo lugar, la mayoría de los sujetos tienen como juego problema las máquinas recreativas con premio, lo que responde a un patrón y un perfil específicos de pacientes que pueden no representar al resto de los jugadores patológicos, con otros juegos problema (bingos, casino, cartas, etc.). Además, en este estudio no se han utilizado grupos de comparación adicionales. Por último, destacar que no se han utilizado, de forma consistente, instrumentos estandarizados comunes para evaluar todos los posibles trastornos comórbidos de los ejes I y II, sino que éstos únicamente se han administrado para los diagnósticos de trastornos por consumo de sustancias y trastornos de personalidad. En el resto, si bien se han utilizado criterios diagnósticos basados en DSM-IV-TR, no se han administrado los mismos procedimientos de evaluación. Sin embargo, teniendo en cuenta el amplio tamaño muestral considerado, y que algunos estudios previos han considerado este tipo de aproximación, no creemos que ello desmerezca el valor clínico de los resultados del presente estudio.

Financiación Este proyecto ha sido parcialmente financiado por el Fondo de Investigación Sanitario (PI081714; PI081573), VII Proyecto Marco europeo (Playmancer, FP7 215839) y AGAUR (Grupo Consolidado “Grupo de Psiquiatría Clínico-biológica y psicológica”, 2009SGR 1554). CIBERObn es una iniciativa del Instituto de Salud Carlos III.

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Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento

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Tabla 6 Diferencias clínicas en varones (n = 439) con diagnóstico de jugador patológico en función del consumo de alcohol y drogas Alcohol

Otras drogas

No abusan (n = 356) Media ± DE SOGS 10,1 ± 3,16 total DSM 6,95 ± 2,09 total SCL: 0,78 ± 0,72 somatización SCL: 1,02 ± 0,79 obsesivo -compulsivo SCL: 0,88 ± 0,78 sens. interp. SCL: 1,31 ± 0,87 depresión SCL: 0,85 ± 0,76 ansiedad SCL: 0,83 ± 0,83 hostilidad SCL: 0,37 ± 0,56 fobia SCL: 0,77 ± 0,72 paranoia SCL: 0,78 ± 0,71 psicosis SCL: GSI 0,91 ± 0,66 SCL: PST 41,8 ± 21,6 SCL: PSDI 1,80 ± 0,58

Abusan (n = 83) Media ± DE

Comparación No abusan de medias (n = 400) (T-test)

Abusan (n = 39)

Comparación de medias (T-test)

IC del 95%

Media ± DE

p

DM

p

DM

Media ± DE

IC del 95%

11 ± 3.02

0,015

0,97

0,19-1,8 10,2 ± 3,11 11,4 ± 3,45

0,033

1,20

0,10-2,3

7,42 ± 1,92

0,078

0,46 –0,05 a 0,98 7,01 ± 2,08 7,37 ± 1,91

0,325

0,36

–0,36 a 1,1

0,79 ± 0,65

0,947

0,01 –0,18 a 0,20 0,77 ± 0,71 0,92 ± 0,71

0,258

0,15 –0,11 a 0,41

1,10 ±0,75

0,506

0,07 –0,14 a 0,28 1,01 ± 0,77 1,29 ± 0,87

0,058

0,27 –0,01 a 0,56

1,01 ± 0,75

0,239

0,12 –0,08 a 0,33 0,87 ± 0,75 1,22 ± 0,97

0,015

0,35

0,07-0,63

1,25 ± 0,88

0,601

–0,06 –0,30 a 0,17 1,27 ± 0,86 1,60 ± 0,96

0,041

0,33

0,01-0,65

0,87 ± 0,69

0,826

0,02 –0,18 a 0,22 0,82 ± 0,74 1,15 ± 0,80

0,019

0,32

0,05-0,59

0,84 ± 0,79

0,895

0,01 –0,21 a 0,24 0,79 ± 0,79 1,21 ± 1,07

0,006

0,42

0,12-0,71

0,50 ± 0,61

0,088

0,13 –0,02 a 0,28 0,37 ± 0,55 0,64 ± 0,71

0,009

0,27

0,07-0,48

0,76 ± 0,75

0,937

–0,01 –0,20 a 0,19 0,74 ± 0,70 1,10 ± 0,94

0,006

0,37

0,10-0,63

0,84 ± 0,76

0,600

0,05 –0,14 a 0,24 0,76 ± 0,70 1,16 ± 0,83

0,002

0,40

0,14-0,66

0,95 ± 0,65 45,5 ± 24 1,77 ± 0,50

0,646 0,209 0,757

0,04 –0,14 a 0,22 0,88 ± 0,64 1,21 ± 0,76 3,8 –2,1 a 9,7 41,7 ± 21,8 50 ± 24 –0,02 –0,18 a 0,13 1,77 ± 0,56 2,04 ± 0,59

0,007 0,033 0,010

0,33 8.7 0,27

0,09-0,56 0,73-16,7 0,07-0,47

DE: desviación estándar; DM: diferencia de medias; IC: intervalo de confianza.

Declaración de conflicto de intereses Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

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Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento

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Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):190-196 ISSN: 1888-9891

Revista de

Revista de Psiquiatría y Salud Mental

Psiquiatría y Salud Mental

Órgano Oficial de la Sociedad Española de Psiquiatría y de la Sociedad Española de Psiquiatría Biológica

Volumen 2, Número 4.

Octubre-Diciembre 2009

EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

ψ

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales

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AGENDA

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REVISIÓN

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales Juan Antonio Becerra García Departamento de Psicología, Universidad de Jaén, Jaén, España Recibido el 22 de junio de 2009; aceptado el 28 de octubre de 2009

PALABRAS CLAVE Neuropsiquiatría; Pedofilia; Etiología; Neurodesarrollo; Neuroimagen

Resumen Desarrollo: Diferentes señales se han asociado a una amplia serie de trastornos del neurodesarrollo, señales indicadoras de problemas en el desarrollo neural que se observan también en pedófilos. Actualmente, siguiendo esta línea de investigación, diferentes estudios de neuroimagen han hallado alteraciones neurales en este trastorno. Conclusiones: La pedofilia se ha relacionado con diferentes indicadores de alteraciones del neurodesarrollo, como un bajo cociente intelectual, una mayor preferencia manual izquierda y menor talla física, entre otros. Además, los pedófilos muestran diferentes alteraciones neurales y presentan un patrón de activación cerebral predominantemente subcortical ante estímulos sexuales. Los resultados de estos estudios parecen mostrar que el origen de la pedofilia se puede encontrar, en parte, en alteraciones cerebrales debidas a problemas durante el neurodesarrollo, aunque estas alteraciones no libran a estas personas de ser responsables de sus actos. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría y Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

Correo electrónico: [email protected] 1888-9891/$ - see front matter © 2009 SEP y SEPB. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.

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Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales KEYWORDS Neuropsychiatry; Pedophilia; Etiology; Neurodevelopment; Neuroimaging

Etiology of pedophilia from a neurodevelopmental perspective: markers and brain alterations Abstract Development: Distinct signs have been associated with a wide range of neurodevelopmental disorders and warning signs of neural developmental problems have also been observed in pedophiles. Continuing this line of research, several neuroimaging studies have found neural alterations in this disorder. Conclusions: Pedophilia has been related to distinct indicators of neurodevelopmental alterations such as low intelligence quotient, left-handedness and smaller stature, among others. In addition, pedophiles show several neural alterations and a predominantly subcortical pattern of cerebral activation to sexual stimuli. The results of these studies suggest that the origin of pedophilia may partly lie in brain alterations due to problems during neural development, although these alterations do not absolve these persons of responsibility for their actions. © 2009 Sociedad Española de Psiquiatría and Sociedad Española de Psiquiatría Biológica. Published by Elsevier España, S.L. All rights reserved.

Introducción Las noticias relacionadas con el abuso sexual a menores son cada vez más frecuentes y generan una gran alarma social. La pederastia (abuso sexual cometido con niños) y la pedofilia o paidofilia (atracción erótica o sexual que una persona adulta siente hacia niños o adolescentes) son términos que están relacionados. Aunque su significado es distinto, clínicamente sólo se utiliza el término pedofilia1. Los criterios diagnósticos para la pedofilia, según el DSM-IV-TR, se encuentran recogidos en la tabla 1. En cuanto a la elección de niños como objeto sexual, se ha hecho una distinción entre pedófilos y hebéfilos, en función de la edad de los niños. Así el término pedófilo haría referencia a adultos que escogen como objeto sexual a niños/as de 12 años o menos y el de hebéfilo se utilizaría para designar a adultos que van a escoger como objeto sexual a adolescentes de más de 12 años2. En relación con la gama de actos sexuales que estas personas pueden cometer con los niños, se encuentran actividades que van desde el exhibicionismo o el voyeurismo a otras como caricias, frotar sus genitales contra el niño, masturbación en presencia de éstos, sexo oral y penetración anal o vaginal3. Debido al gran interés social que suscita este tema, se han realizado trabajos que han intentado hacer una aproximación a las condiciones, situaciones, factores, etc., que llevan a la persona a desarrollar una atracción sexual hacia los niños. En el estudio de la causas de la pedofilia, los factores medioambientales pueden predisponer a las personas a convertirse en pedófilos, ya que éstos a menudo informan de que el estrés medioambiental es un factor que incrementa sus impulsos y la urgencia de atacar a niños1. La principal hipótesis etiológica, y uno de los ejemplos más obvios de que los factores medioambientales aumentan el riesgo de que una persona se convierta en pedófilo o abusador infantil, es que ésta haya sido objeto de abusos sexuales cuando era un niño; esta relación se conoce como “ciclo víctima-abusador” o “fenómeno del abusador abusado”4,5. La ocurrencia de este fenómeno varía ampliamente en función del criterio de selección del estudio y la población es-

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tudiada, pero se ha informado de que los pedófilos sufrieron abusos cuando eran niños en una proporción que va del 28 al 93%, frente a un 15%, aproximadamente, en sujetos controles, y muestran preferencia por niños de edad similar a la que el pedófilo tenía cuando sufrió el abuso2,6. El desarrollo del sistema nervioso central es un proceso crucial para el desarrollo de la conducta sexual. Este proceso está determinado genéticamente y modulado por factores neuroquímicos, nutricionales y ambientales7. La alteración de este proceso da lugar a los denominados trastornos del neurodesarrollo, que pueden definirse como lesiones cerebrales que se expresan como trastornos neuropsiquiátricos, cuyo origen estaría relacionado con los períodos de desarrollo intrauterino y sensitivo tras el parto8. Hay diferentes señales o marcadores de desarrollo anómalo que se asocian a una amplia gama de trastornos del neurodesarrollo, algunas de las principales son: a) un bajo cociente intelectual (CI), ya que se ha observado un deterioro intelectual significativo en el daño neurológico adquirido durante la niñez temprana en personas expuestas a sustancias teratogénicas y en trastornos genéticos con marcados efectos neurobiológicos (síndrome X frágil, síndrome de Down, etc.)9,10; b) la preferencia manual izquierda (o el uso sustancial de ambas manos para tareas comunes, en especial para escribir), que es significativamente más frecuente en poblaciones con cualquier trastorno neurológico, y en individuos expuestos a neurotóxicos en etapas prenatales o que han sufrido estrés en el nacimiento (peso extremadamente bajo al nacer, nacimiento de gemelos y partos prematuros)9,10, y c) la estatura o talla, que se ve afectada por las condiciones adversas presentes durante el desarrollo prenatal (nutrición inadecuada, exposición a patógenos) y posnatal (condiciones económicas subóptimas)11,12, lo que da lugar a un descenso en las proporciones promedio de crecimiento y al aumento del riesgo de varios problemas de salud durante la edad adulta13-18. Una línea de investigación, centrada en la comparación de las diferencias neuropsiquiátricas entre pedófilos y diferentes grupos (población general, población reclusa y otro tipo de delincuentes sexuales), apunta a la presencia de

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192 Tabla 1 Criterios DSM-IV-TR para el diagnóstico de pedofilia A. Durante un período de al menos 6 meses, fantasías sexuales recurrentes y altamente excitantes, impulsos sexuales o comportamientos que implican actividad sexual con niños prepúberes o niños algo mayores (generalmente de 13 años o menos) B. Las fantasías, los impulsos sexuales o los comportamientos producen malestar clínicamente significativo o deterioro social, laboral o de otras áreas importantes de la actividad del individuo C. La persona tiene al menos 16 años y es, por lo menos, 5 años mayor que el niño o los niños del criterio A Nota: No debe incluirse a individuos en las últimas etapas de la adolescencia que se relacionan con personas de 12 o 13 años Especificar si: Con atracción sexual por los varones Con atracción sexual por las mujeres Con atracción sexual por ambos sexos Especificar si: Se limita al incesto Especificar si: Tipo exclusivo (atracción sólo por los niños) Tipo no exclusivo

eventos adversos durante el neurodesarrollo como un posible factor etiológico de la pedofilia, con lo que, como consecuencia de estas alteraciones del neurodesarrollo, se pueden encontrar las señales anteriormente descritas y diferentes alteraciones neurales en esta patología. Teniendo en cuenta la relevancia del tema de la pedofilia y su etiología, el objetivo del presente trabajo es revisar: a) los estudios publicados sobre los anteriores indicadores de alteraciones del neurodesarrollo y la pedofilia, y b) los estudios actuales sobre las alteraciones neurales, estructurales y funcionales, de la pedofilia.

Marcadores de neurodesarrollo anómalo en pedofilia: cociente intelectual, preferencia manual y estatura Una búsqueda bibliográfica en MEDLINE, con la combinación de palabras clave “pedophilia”, “IQ” y “handedness”, identificó 10 artículos. Para la inclusión se seleccionaron los artículos que hacían referencia a pacientes pedófilos, y se descartaron trabajos de caso único, estudios de personas normales con fantasías pedófilas y los referentes a técnicas de neuroimagen. Siguiendo estos criterios, se seleccionaron 5 artículos. Mediante la combinación de palabras clave “pedophilia” y “physical height”, se identificó 3 artículos que fueron incluidos. En relación con el CI, el grupo de Cantor19 encuentra en uno de sus trabajos, realizado con un grupo heterogéneo de delincuentes sexuales, que un CI más bajo se relaciona con

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J.A. Becerra García un mayor número de víctimas niños y con mayores respuestas peneanas a estímulos sexuales que representaban a menores. Además, a menor CI, menor es la edad del niño en el que se está interesado sexualmente. Un metaanálisis posterior sobre el CI en todo tipo de delincuentes sexuales, con una muestra total de 19.711 delincuentes, de los que 3.187 habían cometido delitos sexuales contra niños, apoyan los resultados anteriores20. La relación entre la preferencia manual y la pedofilia también se ha examinado en diferentes estudios publicados, en el primero de ellos se encuentra una proporción más alta de preferencia manual izquierda en delincuentes sexuales que atacaban a niños menores de 12 años, al compararlos con un grupo control21. Un estudio más completo para evaluar la preferencia manual en pedofilia y hebefilia muestra una correlación negativa de la preferencia manual derecha con las respuestas peneanas mostradas ante estímulos que representaban a niños prepúberes, y positiva con estímulos que representaban a adultos22. Trabajos posteriores confirman estos resultados tras incluir covariables como edad y CI19, aunque ambos trabajos difieren en el número de víctimas. Para explorar esta diferencia, el último estudio combinó la muestra de sus pacientes22 con los del estudio previo19. Se encontró que los varones que tenían como grupo de interés sexual a niños prepúberes utilizaban la mano izquierda en una proporción 2 veces mayor que los que preferían sexualmente a las personas adultas. Para estudiar si la asociación observada entre la pedofilia, un bajo CI y la preferencia manual podría ser un artefacto debido a la heterogeneidad de la procedencia de las muestras usadas, un trabajo actual forma grupos homogéneos de pedófilos según su situación legal (si estaban en evaluación por ser remitidos por sus abogados, en libertad provisional o en libertad vigilada). Se muestra que las relaciones entre la pedofilia, un CI más bajo, menor educación y aumento de la proporción de preferencia manual izquierda, en los diferentes grupos, eran iguales que cuando los participantes estaban todos incluidos en un grupo heterogéneo con distintas fuentes de procedencia. Lo que apoya una relación entre la pedofilia y el funcionamiento cognitivo genuina y no como un artefacto23. En relación con la talla, diferentes estudios han comparado la estatura de varones pedófilos y no pedófilos. Los primeros estudios muestran una menor talla en los pedófilos que en sujetos sanos24,25, aunque las diferencias no son estadísticamente significativas, debido posiblemente al insuficiente poder asociado a la muestra usada en ambos estudios. El problema en relación con el tamaño muestral es solucionado por un reciente estudio, en éste se forman diferentes grupos según la edad de las víctimas (delincuentes pedófilos y hebéfilos y delincuentes sexuales contra adultos), más un grupo de controles no delincuentes. Obtienen que los delincuentes sexuales pedófilos-hebéfilos son significativamente más bajos que los sujetos controles, la talla de los delincuentes sexuales que actúan contra adultos se encontraba en un valor intermedio entre los grupos anteriores26. Se evidencia que, al aumentar el tamaño muestral, las diferencias de estatura se hacen significativas. Además de las señales descritas en los estudios anteriores, algunos trabajos encuentran una relación entre la pedofilia, el orden de nacimiento tardío27,28 y mayor edad de la

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Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales madre29; una proporción aumentada de pedofilia y niveles más bajos de educación e inteligencia en personas que han sufrido traumatismos con pérdida de conciencia antes de la edad de 6 años30, y la presencia en esta parafilia de una alta comorbilidad con trastornos del control de impulsos (por ejemplo, trastorno de personalidad explosivo, cleptomanía, piromanía, juego patológico), de un 30-55%31. Estos datos pueden interpretarse, en la línea de los estudios anteriores, como posibles factores indicadores de alteraciones del neurodesarrollo en pedofilia30,32, aunque han recibido menos atención empírica que los indicadores anteriormente comentados.

Alteraciones neurales en pedofilia: hallazgos recientes Estudios neuropsicológicos previos han dividido las teorías neuroanatómicas predominantes sobre pedofilia en tres grandes categorías. Por un lado, las teorías frontales-disejecutivas asocian la pedofilia con una disfunción en la corteza prefrontal y con la desinhibición conductual33,34. Por otro, las teorías temporolímbicas implican a ambas regiones en la desinhibición conductual35 y a estructuras profundas del lóbulo temporal en la regulación de la conducta sexual36-38. Por último, las teorías de la disfunción dual defienden que los pedófilos sufrirían de disfunción en ambas regiones, disfunción en las regiones temporales que causaría la perturbación de los impulsos sexuales y alteración en las regiones frontales que causaría la desinhibición conductual39. Estas teorías van a predecir que las alteraciones neurales, en la pedofilia, se encuentran en el volumen de la sustancia gris de las distintas estructuras que cada una defiende. Pero diferentes trabajos muestran un escaso apoyo a estas teorías36, ya que encuentran resultados contradictorios si se explora únicamente la anatomía indicada por estas teorías y no se tiene en cuenta otras regiones40-42. Además, otros trabajos indican que la evidencia pretendida por estas teorías puede ser un artefacto metodológico, asociado al mayor tamaño muestral (mayor poder estadístico) de los estudios que muestran diferencias frente a los que no las muestran43. Para conocer los hallazgos aportados por las modernas técnicas de neuroimagen, se realizó una búsqueda bibliográfica en MEDLINE, con la combinación de palabras clave “pedophilia” y “brain”, limitada a artículos publicados en los últimos 5 años. Ésta identificó un total de 13 artículos. Se seleccionaron, para la inclusión, los artículos en que se estudiaba la estructura y la actividad funcional cerebral de la pedofilia, específicamente mediante técnicas de resonancia magnética (RM). Siguiendo estos criterios, se seleccionaron 6 artículos, en los que se evidencian diferentes líneas en el estudio de las alteraciones neurales de la pedofilia, que van desde el estudio de la morfología cerebral, basado tanto en las teorías neuroanatómicas anteriores como en el estudio del cerebro en su totalidad, al estudio del funcionamiento neural durante la excitación emocional y sexual. El primer estudio de la pedofilia mediante RM emplea la morfometría basada en vóxels para estudiar diferencias de sustancia gris cortical en regiones de interés, y pone a prue-

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ba la teoría frontal-disejecutiva. Los resultados muestran que los pedófilos tenían un menor volumen de sustancia gris en los circuitos frontoestriatales y en el estriado ventral, que se extendía en el núcleo accumbens y en la corteza orbitofrontal32. Por lo que, según estos hallazgos, los pedófilos sufren la misma dificultad para inhibir conductas repetitivas como las personas con trastorno obsesivo-compulsivo32. En la misma línea, otro estudio, con técnicas similares, también busca diferencias en áreas específicas. En este caso, en áreas del sistema límbico, como la amígdala, y en la sustancia gris de estructuras relacionadas con el desarrollo del comportamiento sexual, como el hipotálamo. Se encontró en los pedófilos una disminución significativa del volumen amigdalar derecho y una reducción bilateral de la sustancia gris del hipotálamo, regiones septales, sustancia innominada y base del núcleo de la estría terminal44. Estos deterioros estructurales, en regiones críticas para el desarrollo sexual, pueden estar implicados en la patogenia de la pedofilia44. Una desventaja de limitar el análisis a las regiones predichas por las teorías neuroanatómicas es que posibles diferencias en otras regiones se pasarían por alto, mientras que la desventaja de analizar el cerebro entero es la necesidad de muestras más numerosas para compensar el bajo poder del que dispone cada comparación43. Además, otra posible desventaja que puede influir en los resultados es que, en los estudios anteriores, se compara a delincuentes pedófilos con personas no delincuentes, con lo que las alteraciones estructurales halladas pueden ser debidas a otros factores, como la delincuencia en general, el estrés crónico del encarcelamiento, etc., y no a la pedofilia en sí. Una investigación reciente, que tiene en cuenta estos problemas, estudia las posibles alteraciones estructurales de la pedofilia mediante un análisis del cerebro en su totalidad. Además, compara a un grupo de pedófilos delincuentes sexuales con un grupo similar de delincuentes con historial de delitos no sexuales. Se encuentran asociaciones negativas entre la pedofilia y los volúmenes de la sustancia blanca bilateral de los lóbulos parietales y temporales. Las regiones con el volumen más bajo de sustancia blanca eran contiguas a dos grupos mayores de fibras, como el fascículo frontooccipital superior y el fascículo arcuato derecho. No se encontró ninguna diferencia en sustancia gris ni en volumen de líquido cefalorraquídeo45. Así, vemos que, al aumentar la muestra, controlar posibles factores de confusión y hacer comparaciones del cerebro en su totalidad, no se encuentran diferencias en la sustancia gris de las regiones predichas por las teorías neuroanatómicas, sino que estas diferencias aparecen en la sustancia blanca, en fascículos que conectan regiones corticales que responden a señales sexuales. Los resultados anteriores hacen pensar en cómo estas diferencias estructurales pueden afectar al funcionamiento cerebral ante señales sexuales, por lo que se realizan estudios de neuroimagen funcional. Así, se investigó la actividad neural, mediante RM funcional, durante la estimulación visual emocional y erótica, con imágenes del International Affective Picture System, en un grupo de pedófilos y un grupo control. Se encontró que los pedófilos respondían menos a la estimulación visual erótica en tres regiones: corteza prefrontal dorsolateral, hipotálamo y sustancia gris pe-

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J.A. Becerra García

Tabla 2 Estudios sobre las alteraciones neurales halladas en los pedófilos mediante estudios de neuroimagen Autores

Año

Muestra

NI

Hallazgos más destacados

Schiffer, et al

2007

RMe

Menor volumen de sustancia gris en circuitos frontoestriatales y estriado ventral

Schiltz, et al

2007

18 pedófilos y 24 controles sanos (homosexuales y heterosexuales) 15 pedófilos y 15 controles sanos (homosexuales y heterosexuales)

RMe

Cantor, et al

2008

Menor volumen de sustancia gris en amígdala derecha y bilateralmente en hipotálamo, regiones septales, sustancia innominada y base del núcleo de estría terminal Menor volumen de sustancia blanca bilateral en lóbulos parietales y temporales (principalmente en fascículos frontooccipital superior y arcuato derecho)

Walter, et al

2007

Schiffer, et al

2008

Schiffer, et al

2008

65 delincuentes pedófilos y 65 delincuentes no sexuales (homosexuales y heterosexuales) 13 pedófilos y 14 controles sanos (ambos grupos heterosexuales)

8 pedófilos y 12 controles sanos (ambos grupos heterosexuales) 11 pedófilos y 12 controles sanos (ambos grupos homosexuales)

RMe

RMf

RMf

RMf

Menor activación de CPF dorsolateral, hipotálamo, sustancia gris periacueductal dorsomedial (ante estimulación visual erótica), y de amígdala, hipocampo y CPF dorsomedial (ante estimulación visual emocional no erótica) Menor activación de corteza orbitofrontal y CPF dorsolateral durante estimulación sexual visual Mayor activación de tálamo, globo pálido y estriado

CPF: corteza prefrontal; NI: técnica de neuroimagen; RMe: resonancia magnética estructural; RMf: resonancia magnética funcional.

riacueductal. Mientras que en el procesamiento emocional no erótico, mostraban una menor respuesta funcional de estructuras como la amígdala, el hipocampo y la corteza prefrontal dorsomedial46. La activación reducida de estas regiones en los pedófilos indica una alteración que puede contribuir a la modificación del interés sexual hacia los adultos. Aunque, para determinar si las mismas estructuras responden de igual manera en los cerebros de pedófilos y no pedófilos, se necesitaría emplear diseños en los que cada tipo de sujeto sea expuesto al estímulo que le es sexualmente excitante, niños y adultos, respectivamente. Así, dos investigaciones posteriores del grupo de Boris Schiffer, con RM funcional, comparan los patrones de activación en pedófilos heterosexuales y homosexuales cuando se les presentan estímulos sexualmente interesantes para ellos. En el primero de estos trabajos, se encontró que la respuesta cerebral de los pedófilos heterosexuales a estímulos visuales heteropedófilos es comparable con la respuesta cerebral de varones heterosexuales a estímulos heterosexuales. Esta respuesta comprende la activación de diferentes estructuras límbicas (amígdala, giro cingulado e hipocampo), sustancia negra, núcleo caudado, corteza del cíngulo anterior, diferentes núcleos talámicos y corteza asociativa. Sin embargo, en varones heterosexuales del grupo control, se encontró respuesta cerebral en la corteza orbitofrontal durante la estimulación sexual visual; esta respuesta frontal no se halló en los pedófilos, que además mostraron una actividad anormalmente reducida en la corteza prefrontal

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dorsolateral47. En el segundo, estudian el patrón de activación cerebral en pedófilos homosexuales y controles homosexuales, durante estimulación sexual visual, usando para ello fotografías sexualmente estimulantes para ambos y emocionalmente neutras. En ambos grupos, las imágenes sexualmente excitantes activaban áreas cerebrales involucradas en el procesamiento visual de estímulos emocionales (cortezas occipitotemporal y prefrontal), pero durante la presentación de estas imágenes se encontró una activación significativa de áreas como el tálamo, el globo pálido y el estriado únicamente en el grupo de pedófilos48. Así, en cuanto al funcionamiento cerebral de sujetos controles y pedófilos, los resultados de estos últimos estudios parecen mostrar que, ante los estímulos sexualmente relevantes para cada grupo, el procesamiento central de éstos es comparable en ambos, mientras que el patrón de activación cerebral mostrado es diferente. Los hallazgos más destacados de los anteriores estudios se encuentran resumidos en la tabla 2.

Conclusiones Los estudios consultados muestran que la pedofilia se relaciona con diferentes indicadores de alteraciones del neurodesarrollo, como un bajo CI, mayor preferencia manual izquierda y menor talla física. Cuando se compara a pedófilos con diferentes grupos, éstos muestran sistemáticamente un menor CI, que es menor cuanto menor es la víctima, una

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Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales mayor proporción de preferencia manual izquierda y una menor talla física o estatura. Además de otros factores, descritos en diferentes trabajos, que también parecen indicar la posible presencia de alteraciones en el neurodesarrollo en la pedofilia. En cuanto a los hallazgos neurales, el estudio de morfometría con mayor potencia estadística encuentra en pedófilos un menor volumen en la sustancia blanca que conecta regiones corticales que responden a señales sexuales. La presencia de este tipo de alteración estructural apunta también en la dirección de problemas durante el desarrollo neural y son la evidencia más sólida a favor de dicha hipótesis. Los hallazgos funcionales, complemento de los estructurales, muestran en los pedófilos un procesamiento central de estímulos sexuales visuales similar al de los controles, pero con un patrón de activación cerebral diferente, consistente en una mayor activación de regiones subcorticales frente a una menor activación de regiones corticales prefrontales. Los trabajos de neuroimagen muestran la pedofilia como un trastorno caracterizado por una desconexión parcial dentro de una red de reconocimiento de estímulos sexuales relevantes y por una activación cerebral disfuncional ante estos estímulos. Los indicadores anteriormente citados no causan la pedofilia, sino que predicen una correlación entre ambos, ya que las alteraciones del neurodesarrollo predisponen a desarrollar tanto la pedofilia como los indicadores (es decir, un bajo CI, preferencia manual izquierda, menor talla física, menor volumen de sustancia blanca, etc.). Hay que suponer que los problemas en el neurodesarrollo no sean las únicas causas de la pedofilia, sino que únicamente pueden contribuir al riesgo de desarrollar este trastorno. Así, se puede decir que no hay una explicación determinante sobre las razones que llevan a una persona a la pedofilia, pero los resultados de estos trabajos hacen pensar que el origen se pueda encontrar, en parte, en las disfunciones cerebrales debidas a eventos adversos durante el neurodesarrollo. Aunque estas alteraciones son problemas que no libran a estas personas de ser responsables de sus actos. En relación con los diferentes estudios revisados, algunos no incluyen una comparación con un grupo control de sujetos sanos, por lo que las alteraciones podrían relacionarse con variables distintas de la preferencia por los menores. Sería conveniente incluir, en diferentes trabajos citados19,20,22,23,45, un grupo de sujetos sanos y barajar la posibilidad de que las alteraciones estuvieran relacionadas con la agresividad o con el tipo de delito sexual cometido (violación, tocamientos, etc.), independientemente de si se realiza con menores o adultos. Por otro lado, lo obtenido por los trabajos con mayor potencia estadística hacen pensar que investigaciones con mayor tamaño muestral serían eficaces para descubrir otras posibles diferencias. Según los hallazgos estructurales, las futuras investigaciones sobre neuropatología en pedofilia deberían centrarse en el estudio de la sustancia blanca, usando técnicas más específicas, como la toma de imágenes con tensor de difusión, que se ha empezado a aplicar al estudio de alteraciones neuropsiquiátricas. Como conclusión, los resultados de este tipo de estudios abren la puerta a una nueva perspectiva sobre la pedofilia, y pueden proporcionar las bases para el desarrollo de herra-

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mientas de diagnóstico más sofisticadas y de nuevas aproximaciones terapéuticas al tratamiento de este trastorno.

Declaración de conflicto de intereses El autor declara no tener ningún conflicto de intereses.

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Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):197-198 ISSN: 1888-9891

Revista de

Revista de Psiquiatría y Salud Mental

Psiquiatría y Salud Mental

Órgano Oficial de la Sociedad Española de Psiquiatría y de la Sociedad Española de Psiquiatría Biológica

Volumen 2, Número 4.

Octubre-Diciembre 2009

EDITORIAL

Los psiquiatras y la industria farmacéutica: un tema de actualidad en los Estados Unidos ORIGINALES

Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter Validez del factor cognitivo de la PANSS como medida del rendimiento cognitivo en esquizofrenia

ψ

Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento REVISIÓN

Etiología de la pedofilia desde el neurodesarrollo: marcadores y alteraciones cerebrales

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AGENDA

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AGENDA 2009 Octubre 16 Congreso Astur-Galaico de Psiquiatria Avilés (Asturias), 9-10 de octubre Área de Psiquiatría, Facultad de Medicina, Universidad de Oviedo Julián Clavería, 6. 33006 Oviedo Correo electrónico: [email protected] http://www.psiquiatriaasturiana.org/ XIII Congreso Nacional de Psiquiatría Madrid, 19-24 de octubre Información: Viajes Halley, S.A. Departamento de Congresos Cea Bermúdez, 61. 28003 Madrid Tel.: 914 550 028. Fax: 915 499 348 Correo electrónico: [email protected] http://www.psiquimadrid2009.org/ Reunión Internacional. Fundación Cerebro y Muerte Mojácar (Almería), 14-18 de octubre 2009 Información: Fundación Cerebro y Mente General Oraá, 47. 28006 Madrid Tel.: 915 611 267. Fax: 915 641 817 Correo electrónico: [email protected] http://www.cermente.com 6th European Congress on Violence in Clinical Psychiatry Stockhol, Sweden, 22-24 October 2209 Información: Oud Consultancy & Conference Management Hakfort 621, 1102 LA Amsterdam, The Netherlands Tel.: 31 (0)20 409 0368. Fax: 31 (0)20409 0550 Correo electrónico: [email protected] http://www.oudconsultancy.nl

Noviembre XIX Reunión Anual Asociación Gallega de Psiquiatría El suicidio y psiquiatría: problemática actual y perspectiva Ferrol, 6-7 de noviembre Información: Orzán Congres S.L. Avda. Primo de Rivera, 11, 2.o izqda. 15006 A Coruña

Tel.: 981 900 700. Fax: 981 152 747 Correo electrónico: [email protected] http://www.orzancongres.com XVII Reunión de la Sociedad Española de Psicogeriatría Pamplona, 12-14 de noviembre Información: Lubeck99 Santa Isabel, 14. 28224 Pozuelo de Alarcón (Madrid) Tel.: 913 521 526. Fax: 918 154 303 Correo electrónico: [email protected] http://www.sepg.es/congresos/2009/nov/reunion.php 15th Biennial Winter Workshop in Psychoses Barcelona, 15-18 de noviembre http://www.wwpsych.org/ 1st. International Congress on Neurobiology and Clinical Psychopharmacology & European Psyquiatric Association Conference on Treatment Guidance Thessaloniki, Greece, 19-22 Novembrer Congress Secretariat: Global Events 117, Egnatias str., GR 546 35. Thessaloniki, Greece Tel.: +30 2310 247734, +30 2310 247743, Fax: +30 2310 247746 E-mail: [email protected] www.globalevents.gr

2010 XI Simposio sobre Trastornos Bipolares Barcelona, 30 de enero Información: Verum Médica Córsega, 705, pral 3. 08036 Barcelona Tel.: 93 426 22 35. Fax. 93 450 99 77 Correo electrónico: [email protected] XV Symposium Internacional Avances en Psiquiatría 9 y 10 de febrero Hotel Eurobuilding, Madrid 3rd European Brain Policy Forum - European Brain Council Madrid, 23-24 de febrero Información: Viajes Halley Cea Bermúdez, 61. E-28003 Madrid

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198 Tel.: +34 91 455 0028. Fax: +34 91 549 9348 Correo electrónico: [email protected] 18th European Congress of Psychiatry (AEP) Munich (Alemania), 27 de febrero-2 de marzo Información: Kenes International 1-3, Rue de Chantepoulet. CH-1211 Geneva 1, Switzerland Tel.: +41 22 908 0488. Fax: +41 22 906 9140 Correo electrónico: [email protected] http://www2.kenes.com/epa/Pages/home.aspx XVIII Curso de Actualización en Psiquiatría Vitoria, 4-5 de marzo 2nd Bienal Schizophrenia International Research Society Conference Florencia (Italia), 10-14 de abril

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M. Gómez et al Información: 545 Mainstream Drive. Suite 110 Nashville, TN 37228 USA Tel.: +001 615 324 2370 Correo electrónico: info@schizophreniaresearchsociety. org http://www.schizophreniaresearchsociety.org/ XXXVII Jornadas Nacionales Socidrogalcohol Oviedo, 22-24 de abril Organiza: Sociedad Científica Española de Estudios sobre el Alcohol, el Alcoholismo y las otras Toxicomanías (SOCIDROGALCOHOL) Avda. de Vallcarca, 180. 08023 Barcelona Tel./Fax: +34 93 210 38 54 Correo electrónico: comite.organizador@socidrogalcohol. org http//:www.socidrogalcohol.org

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