Download Descargar en pdf - Sociedad Española de Psiquiatría

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
www.elsevier.es/saludmental
00 PORTADA 4.indd 1
2/12/09 07:33:36
Revista de
Psiquiatría
y Salud Mental
Sumario
www.elsevier.es/saludmental
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 00 SUMARIO 4.indd 38
2/12/09 07:45:24
Revista de
Psiquiatría
y Salud Mental
Contents
www.elsevier.es/saludmental
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 00 SUMARIO 4.indd 39
2/12/09 07:45:25
Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):147-149
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
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
1888-9891/$ - see front matter © 2009 SEP y SEPB. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.
01 EDITORIAL 00 (147-149).indd 147
2/12/09 07:54:52
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
01 EDITORIAL 00 (147-149).indd 148
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.
2/12/09 07:54:54
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
01 EDITORIAL 00 (147-149).indd 149
149
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.
2/12/09 07:54:55
Rev Psiquiatr Salud Ment (Barc.) 2009;2(4):150-159
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
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.
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 150
2/12/09 07:53:15
Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter
151
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-
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 151
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
2/12/09 07:53:17
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.
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 152
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
2/12/09 07:53:17
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
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 153
153
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.
2/12/09 07:53:18
154
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.
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 154
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.
2/12/09 07:53:18
Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter
155
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-
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 155
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
2/12/09 07:53:18
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.
Bibliografía
1. Bernardo M, Sanjuán J, Leal C. Redifining schizophrenia. Actas
Esp Psiquiatría. 2003;31:1-2.
2. Siegel SJ, Irani F, Brensinger CM, Kohler CG, Bilker WB,
Ragland JD, et al. Prognostic variables at intake and longterm level of function in schizophrenia. Am J Psychiatry.
2006;163:433-41.
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 156
M. Ahuir et al
3. Ciompi L. Catamnestic long-term studies on the course of life
of schizophrenics. Schizophr Bull. 1980;6:606-18.
4. Harris MJ, Jerte DV. Late-onset schizophrenia: An Overview.
Schizophr Bull. 1998;14:39-55.
5. Howard R, Robins PV, Seeman MV. Late-Onset schizophrenia
and very late onset schizophrenia-like psychosis an international
consensus. Am J Psychiatry. 2000;157:172-8.
6. Strauss JS, Carpenter WT. The prediction of outcome in
schizophrenia. Five year outcome and its predictors. Arch Gen
Psychiatry. 1977;34:159-63.
7. Lenior ME, Dingemans PM, Schene AH, Linszen DH. Predictors
of the early 5-year course of schizophrenia: a path analysis.
Schizophr Bull. 2005;31:781-91.
8. Bernardo M, Fernández-Egea E, Torras A, Gutiérrez F, Ahuir M,
Arango C. Adaptación y validación en castellano del Inventario
para la Esquizofrenia Deficitaria. Med Clin (Barc). 2007;129:913.
9. Strauss JS, Carpenter WT, Bethesda. The prediction of outcome
in schizophrenia. I characteristics of outcome. Arch Gen
Psychiatry. 1972;27:739-45.
10. Gaebel W, Pietzker A. Prospective study of course of illness in
schizophrenia: Part II. Prediction of outcome. Schizophr Bull.
1987;13:299-306.
11. Kay SR, Opler LA, Fiszbein A. The positive and negative
symptom scale PANSS. Rating manual. Soc Behav Sci Documents.
1986;17:28-9.
12. Peralta V, Cuesta M. Validación de la escala de los síndromes
positivo y negativo (PANNS) en una muestra de
esquizofrénicos españoles. Actas Luso-Esp Neurol Psiquiatr.
1994;22:171-7.
13. Haro JM, Kamath SA, Ochoa S. The Clinical Global ImpressionSchizophrenia scale: a simple instrument to mesure the
diversity of symptoms present in schizophrenia. Acta Psychiatr
Scand. 2003;107:16-23.
14. Endicott J, Spitzer RL, Fleiss JL, et al. The Global Assessment
Scale: a procedure for measuring overall severity of psychiatric
disturbance. Arch Gen Psychiatry. 1976;33:766-71.
15. Janca A, Kastrup M, Katschnig H, et al. The World Health.
Organization Short Disability Assessment Schedule (WHO DASS): a tool for the assessment of difficulties in selected areas of
functioning of patients with mental disorders. Social Psychiatry
and Psychiatric Epidemiology. 1996;31:349-54.
16. Baker F, Intagliata J. Quality of life in the evaluation of
community support systems. Eval Program Plann. 1982;5:6979.
17. Poirier S, Bureau V, Lehoux C, Bouchard RH, Maziade M,
Pelletier S, et al. A factor analysis of the Strauss and Carpenter
revised outcome criteria scale: a validation of the French
translation. J Nerv Ment Dis. 2004;192:864-7.
2/12/09 07:53:18
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
(Continúa en la página siguiente)
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 157
2/12/09 07:53:18
158
Anexo 1
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 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.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 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.
.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
(Continúa en la página siguiente)
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 158
2/12/09 07:53:18
Adaptación y validación española de la Escala Pronóstica para la Esquizofrenia de Strauss y Carpenter
Anexo 1
159
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
02 ORIGINAL 33(150-159).indd 159
2/12/09 07:53:19
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
www.elsevier.es/saludmental
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.
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 160
2/12/09 07:55:15
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,
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 161
161
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
2/12/09 07:55:18
162
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-
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 162
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,
2/12/09 07:55:18
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
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 163
163
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
<5
5-10
> 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
2/12/09 07:55:18
164
D. Gil et al
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
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 164
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
2/12/09 07:55:18
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 =
165
–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.
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 165
2/12/09 07:55:18
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
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 166
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
2/12/09 07:55:18
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.
Bibliografía
1. Kay SR, Fisbein A, Opler LA. The Positive and Negative Syndrome
Scale (PANSS) for schizophrenia. Schizophr Bull. 1987;13:26176.
2. Peralta V, Cuesta MJ. Psychometric properties of the positive
and negative syndrome scale (PANSS) in schizophrenia.
Psychiatry Res. 1994;53:31-40.
3. Kay SR, Sevy S. Pyramidal model of schizophrenia. Schizophr
Bull. 1990;16:537-45.
4. White L, Harvey PD, Opler L, Lindenmayer JP, The PANSS Study
Group. Empirical assessment of the factorial structure of
clinical symptoms in schizophrenia. Psychopathology.
1997;30:263-74.
5. Kay SR, Opler LA, Fiszbein A. Positive and Negative Syndrome
Scale (PANSS) Multi-Health Systems.Toronto, 2000.
6. Fitzgerald PB, De Castella A, Brewer K, Filia K, Collins J, Davey
P, et al. A confirmatory factor analytiv evaluation of the
pentagonal PANSS model. Schizophr Res. 2003;61:97-104.
7. Bell MD, Lysaker PH, Milstein RM, Beam-Goulet JL. Concurrent
validity of the cognitive component of schizophrenia:
relationship of PANSS scores to neuropsychological assessments.
Psychiatry Res. 1994;54:51-8.
8. Lindenmayer JP, Grochowski S, Hyman RB. Five factor model of
schizophrenia: replication across samples. Schizopr Res.
1995;14:229-34.
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 167
167
9. Marder SR, Davis JM, Chouinard G. The effects of risperidone
on the five dimensions of schizophrenia derived by factor
analysis: combined results of the North American Trials. J Clin
Psychiatry. 1997;58:538-46.
10. Lançon C, Aghabian V, Llorca P, Auquier P. Factorial structure of
the Positive and Negative Syndrome Scale (PANSS): a forced
five-dimensions factor analysis. Acta Psychiatr Scandinav.
1998;98:369-76.
11. Lançon C, Auquier P, Nayt G, Reine G. Stability of the fivefactor structure of the Positive and Negative Syndrome Scale
(PANSS). Schizophr Res. 2000;42:231-9.
12. Lykouras L, Oulis P, Psarros K, Dasklopoulou E, Botsis A,
Christodoulou GN, et al. Five-factor model of schizophrenia
pathology: how valid is it? Eur Arch Psychiatry Clin Neurosci.
2000;250:93-100.
13. Mass R, Schoemig T, Hitschfeld K, Wall E, Haasen C.
Psychopathological syndromes of schizophrenia: evaluation on
the dimensional structure of the Positive and Negative
Syndrome Scale. Schizophr Bull. 2000;26:167-77.
14. Wolthaus JED, Dingemans PMAJ, Schene AH, Linszen DH,
Knegtering H, Holthausen EAE, et al. Component structure of
the Positive and Negative Syndrome Scale (PANSS) in patients
with recent-onset schizophrenia and spectrum disorders.
Psychopharmacology. 2000;150:399-403.
15. Whitehorn D, Brown J, Richard J, Rui Q, Kopala L. Multiple
dimensions of recovery in early psychosis. Int Rev Psychiatry.
2002;14:273-83.
16. Emsley R, Rabinowitz J, Torreman M, The RIS-INT-35 Early
Psychosis Blobal Working Group. The factor structure for the
Positive and Negative Syndrome Scale (PANSS) in recent-onset
psychosis. Schizophr Res. 2003;61:47-57.
17. Good KP, Rabinowitz J, Whitehorn D, Harvey PD, DeSmedt G,
Kopala LC. The relationship of neuropsychological test
performance with the PANSS in antipsychotic naïve, firstepisode psychosis patients. Schizophr Res. 2004;68:11-9.
18. Klingberg S, Wittorf A, Wiedemann G. Disorganization and
cognitive impairment in schizophrenia: independent symptom
dimensions? Eur Arch Psychiatry Clin Neurosci. 2006;256:53240.
19. Van der Gaag M, Cuijpers A, Hoffman T, Remijsen M, Hijman R,
De Haan L, et al. The five-factor model of the Positive and
Negative Syndrome Scale I: Confirmatory factor analysis fails to
confirm 25 published five-factors solutions. Schizophr Res.
2006;85:273-9.
20. Van der Gaag M, Hoffman T, Remijsen M, Hijman R, De Haan L,
Van Meijel B, et al. The five-factor model of the Positive and
Negative Syndrome Scale II: A ten-fold cross-validation of a
revised model. Schizophr Res. 2006;85:280-7.
21. Bryson G, Bell M, Greig T, Kaplan E. Internal consistency,
temporal stability and neuropsychological correlates of three
cognitive components of the Positive and Negative Syndrome
Scale (PANSS). Schizophr Res. 1999;38:27-35.
22. González Pablos E, Minués Martín L, Alonso del Teso F, Sanguino
Andrés R. La función cognitiva en la esquizofrenia a través del
componente cognitivo de la PANSS. Anales de Psiquiatría.
2005;21:274-9.
23. Harvey PD, Serper MR, White L, Parrella MJ, McGurk SR,
Moriarty PJ, et al. The convergence of neuropsychological
testing and clinical ratings of cognitive impairment in patients
with schizophrenia. Compr Psychiatry. 2001;42:306-13.
24. Ehmann TS, Khanbhai I, Macewan GW, Smith GN, Honer WG,
Flynn S, et al. Neuropsychological correlates of the PANSS
cognitive factor. Psychopathology. 2004;37:253-8.
25. Hofer A, Niedermayer B, Kemmler G, Rettenbacher MA, Trebo
E, Widschwendter CG, et al. Cognitive impairment in
schizophrenia: clinical ratings are not a suitable alternative to
neuropsychological testing. Schizophr Res. 2007;92:126-31.
2/12/09 07:55:19
168
26. Peña-Casanova J. Test Barcelona. Manual. Barcelona: Masson;
1990.
27. Peña-Casanova J. Normalidad, semiología y patología
neuropsicológicas. Barcelona: Masson; 1991.
28. Gil D, Bengochea R, Arrieta M, Lastra I, Sánchez R, Alvarez A,
et al. Uso del Test Barcelona para la valoración cognitiva de los
pacientes con esquizofrenia. Actas Esp Psiquiatr. 2008;36:33744.
29. Mongay C. Quimiometría. Valencia: Universitat de València;
2005.
30. Brickman AM, Buchsbaum MS, Bloom R, Bokhoven P, PaulOdouard R, Haznedar MM, et al. Neuropsychological functioning
in first-break, never medicated adolescents with psychosis. J
Nerv Ment Dis. 2004;192:615-22.
31. Keefe RS, Bilder RM, Harvey PD, Davis SM, Palmer BW, Gold J,
et al. Baseline neurocognitive deficits in the CATIE schziophrenia
trial. Neuropsychopharmacology. 2006;31:2033-46.
32. Hughes C, Kumari V, Soni W, Das M, Binneman B, Drozd S, et al.
Longitudinal study of symptoms and cognitive function in
chronic schziophrenia. Schizophr Res. 2003;59:137-46.
33. Krisnadas R, Moore B, Nayak A, Patel R. Relationship of cognitive
function in patients with schizophrenia in remission to
disability: a cross-sectional study in a Indian sample. Ann Gen
Psychiatry. 2007;6:19.
03 ORIGINAL 22 (160-168).indd 168
D. Gil et al
34. Brazo P, Delamillieure P, Morello R, Halbecq I, Marié RM, Dollfus
S. Impairments of executive/attentional functions in
schizophrenia with primary and secondary negative symptoms.
Psychiatry Res. 2005;133:45-55.
35. Bilder RM, Goldman RS, Robinson D, Reiter G, Bell L, Bates JA,
et al. Neuropsychology of firt-episode schizophrenia: initial
characterization and clinical correlates. Am J Psychiatry.
2000;157:549-59.
36. Halari R, Mehrotra R, Sharma T, Kumasi V. Does self-perceived
mood predict more variante in cognitive performance than
clinician-related symptoms in schizophrenia? Schizophr Bull.
2006;32:751-6.
37. Van der Voes AJ, Dingemans PM, Linszen DH, Nugter MA, Scholte
WF. Symptoms, cognitive and social functioning in recent-onset
schizophrenia: a longitudinal study. Schziophr Res. 1996;19:6171.
38. Brebion G, Smith MJ, Amador X, Malaspina D, Gorman JM.
Clinical correlates of memory in schizophrenia: differential
links between depression, positive and negative symptoms,
and two types of memory impairment. Am J Psychiatry.
1997;154:1538-43.
39. Bozikas VP, Kosmidis MH, Kioperlidou K, Karavatos A. Relationship
between psychopathology and cognitive functioning in
schizophrenia. Compr Psychiatry. 2000;245:392-400.
2/12/09 07:55:19
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.
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 169
2/12/09 07:54:29
170
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.
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 170
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-
2/12/09 07:54:32
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
171
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
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 171
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.
2/12/09 07:54:32
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-
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 172
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
2/12/09 07:54:32
Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave
173
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-
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 173
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
2/12/09 07:54:32
174
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
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 174
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
2/12/09 07:54:33
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.
Bibliografía
1. Bixler EO, Kales A, Soldatos CR, Kales JD, Healey S. Prevalence
of sleep disorders in the Los Angeles metropolitan area. Am J
Psychiatry. 1979;136:1257-62.
2. Cohrs S. Sleep disturbances in patients with schizophrenia:
impact and effect of antipsychotics. CNS Drugs. 2008;22:93962.
3. Vgontzas AN, Liao D, Pejovic S, Calhoun S, Karatarki M, Bixler
EO. Insomnia with objective short sleep duration is associated
with type 2 diabetes: A population-based study. Diabetes Care.
2009 Jul 29 [Epub ahead of print].
4. Spiegel K. Sleep loss as a risk factor for obesity and diabetes.
Int J Pediatr Obes. 2008;3 Suppl 2:27-8.
5. Vgontzas AN, Liao D, Bixler EO, Chrousos GP, Vela-Bueno A.
Insomnia with objective short sleep duration is associated with
a high risk for hypertension. Sleep. 2009;32:491-7.
6. Giglio LMF, Andreazza AC, Andersen M, Cersér KM, Walz JC,
Sterz L, et al. Sleep in bipolar patients. Sleep Breath.
2009;13:169-73.
7. Krystal AD, Thakur M, Roth T. Sleep disturbance in psychiatric
disorders: effects on function and quality of life in mood
disorders, alcoholism, and schizophrenia. Ann Clin Psychiatry.
2008;20:39-46.
8. Xiang Y-T, Weng Y-Z, Leung C-M, Tang W-K, Lai KYC, Ungvari GS.
Prevalence and correlates of insomnia and its impact on quality
of life in Chinese schizophrenia patients. Sleep. 2009;32:105-9.
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 175
175
9. Sivertsen B, Krokstad S, Overland S, Mykletun A. The
epidemiology of insomnia: Associations with physical and
mental health. The HUNT-2 study. J Psychosom Res. 2009;67:10916.
10. Roth T. Prevalence, associated risks, and treatment patterns of
insomnia. J clin Psychiatry. 2005;66 Suppl 9:10-3.
11. Leger D, Guilleminault C, Bader G, Levy E, Pailard M. Medical
and socio-professional impact of insomnia. Sleep. 2002;25:6259.
12. Sagberg F. Driver health and crash involvement: A case-control
study. Accid Anal Prev. 2006;38:28-34.
13. Daley M, Morin CM, LeBlanc M, Grégoire JP, Savard J. The
economic burden of insomnia: Direct and indirect costs for
individuals with insomnia syndrome, insomnia symptoms, and
good sleepers. Sleep. 2009;32:55-64.
14. Pompili M, Lester D, Grispini A, Innamorati M, Calndro F, Iliceto
P, et al. Completed suicide in schizophrenia: Evidence from a
case-control study. Psychiatry Res. 2009;167:251-7.
15. Bauer M, Glenn T, Grof P, Rasgon N, Alda M, Marsh W, et al.
comparison of sleep/wake parameters for self-monitoring
bipolar disorder. J Affect Disord. 2009;116:170-5.
16. Roth T, Jaeger S, Kalsekar A, Stang PE, Kessler RC. Sleep
problems, comorbid mental disorders, and role functioning in
the National Comorbidity Survey Replication. Biol Psychiatry.
2006;60:1364-71.
17. Buysse DJ, Reynolds CF, Monk TH, Berman SR, Kupfer DJ. The
Pittsburgh Sleep Quality Index: a new instrument for psychiatric
practice and research. Psychiatry Res. 1989;28:193-213.
18. Macías JA, Royuela A. La versión española del Índice de Calidad
de Sueño de Pittsburgh. Informaciones Psiquiátricas.
1996;146:465-72.
19. Hays RD, Martin SA, Sesti AM, Spritzer KL. Psychometric
properties of the Medical Outcomes Study Sleep measure.
Sleep Med. 2005;6:41-4.
20. Rejas J, Ribera MV, Ruiz M, Masrramón X. Psychometric properties of the MOS (Medical Outcomes Study) Sleep
Scale in patients with neuropathic pain. Eur J Pain. 2007;11:32940.
21. Bobes J, González MP, Sáiz PA, Bascarán MT, Iglesias C,
Fernández JM. Propiedades psicométricas del cuestionario
Oviedo de sueño. Psicothema. 2000;12:107-12.
22. Vieta E, Bobes J, Ballesteros J, González-Pinto A, Luque A,
Ibarra N, et al. Validity and reliability of the Spanish versions
of the Bech-Rafaelsen’s mania and melancholia scales for
bipolar disorders. Acta Psychiatr Scand. 2008;117:207-15.
23. Guy W. Early Clinical Drug Evaluation (ECDEU) Assessment Manual. Rockville: National Institute of Mental Health;
1976.
24. Lorenzo-Seva U, Ferrando PJ. FACTOR: A computer program to
fit the exploratoy factor analysis model. Behav Res Meth,
Instrum Comput. 2006;38:88-91.
25. Jöreskorg KG, Sörbom D. LISREL 8 user’s reference guide.
Chicago: Scientific Software International; 1993.
26. Elosúa P, Zumbo BD. Coeficientes de fiabilidad para escalas de
respuesta ordenada. Psicothema. 2008;20:896-901.
2/12/09 07:54:33
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:
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 176
2/12/09 07:54:33
Rendimiento psicométrico del Cuestionario Oviedo de Sueño en pacientes con trastorno mental grave
Anexo 2
177
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.
04 ORIGINAL 40 (169-177).indd 177
2/12/09 07:54:33
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
www.elsevier.es/saludmental
AGENDA
www.elsevier.es/saludmental
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.
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 178
2/12/09 07:54:00
Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento
179
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
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 179
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
2/12/09 07:54:03
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
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 180
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
2/12/09 07:54:03
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.
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 181
181
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
2/12/09 07:54:03
182
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
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 182
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.
2/12/09 07:54:03
Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento
183
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-
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 183
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
2/12/09 07:54:04
184
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
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 184
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.
2/12/09 07:54:04
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-
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 185
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
2/12/09 07:54:04
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
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 186
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.
2/12/09 07:54:05
Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento
187
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.
Bibliografía
1. Gupta R, Derevensky JL. Adolescent gambling behavior: a
prevalence study and examination of the correlates associated
with problem gambling. J Gambl Stud. 1998;14:319-45.
2. Ladouceur R. Prevalence estimates of pathological gambling in
Quebec. Can J Psychiatry. 1991;36:732-4.
3. Abbott MW, Williams MM, Volberg RA. A prospective study of
problem and regular nonproblem gamblers living in the
community. Subst Use Misuse. 2004;39:855-84.
4. Walker MG. The prevalence of problem and pathological
gambling: a critical analysis. J Gambl Stud. 1996;12:23349.
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 187
5. Becoña E. Epidemiologia del juego patológico en España.
Anuario de Psicología. 1999;30:7-19.
6. Cunningham-Williams RM, Cottler LB. The epidemiology of
pathological gambling. Semin Clin Neuropsychiatry. 2001;6:15566.
7. NRC. Pathological Gambling: A Critical Review. Washington,
DC: National Academy Press; 1999.
8. Petry NM, Armentano C. Prevalence, assessment, and treatment
of pathological gambling: a review. Psychiatr Serv. 1999;50:10217.
9. Grant JE, Kim SW. Comorbidity of impulse control disorders in
pathological gamblers. Acta Psychiatr Scand. 2003;108:203-7.
10. National_Research_Council. Pathological gambling: A critical
review. Washington DC: National Academy Press; 1999.
11. Welte JW, Barnes GM, Wieczorek WF, Tidwell MC. Simultaneous
drinking and gambling: a risk factor for pathological gambling.
Subst Use Misuse. 2004;39:1405-22.
12. Liu T, Maciejewski PK, Potenza MN. The relationship between
recreational gambling and substance abuse/dependence: data
from a nationally representative sample. Drug Alcohol Depend.
2009;100:164-8.
2/12/09 07:54:05
188
13. Crockford DN, El-Guebaly N. Psychiatric comorbidity in
pathological gambling: a critical review. Can J Psychiatry.
1998;43:43-50.
14. Cunningham-Williams RM, Cottler LB, Compton WM 3rd,
Spitznagel EL. Taking chances: problem gamblers and mental
health disorders–results from the St. Louis Epidemiologic
Catchment Area Study. Am J Public Health. 1998;88:10936.
15. Dannon PN, Lowengrub K, Sasson M, et al. Comorbid psychiatric
diagnoses in kleptomania and pathological gambling: a
preliminary comparison study. Eur Psychiatry. 2004;19:299-302.
16. Ibanez A, Blanco C, Donahue E, et al. Psychiatric comorbidity
in pathological gamblers seeking treatment. Am J Psychiatry.
2001;158:1733-5.
17. Welte J, Barnes G, Wieczorek W, Tidwell MC, Parker J. Alcohol
and gambling pathology among U.S. adults: prevalence,
demographic patterns and comorbidity. J Stud Alcohol.
2001;62:706-12.
18. Lejoyeux M, Mc Loughlin M, Ades J. Epidemiology of behavioral
dependence: literature review and results of original studies.
Eur Psychiatry. 2000;15:129-34.
19. Cunningham-Williams RM, Cottler LB, Compton WM, Spitznagel
EL, Ben-Abdallah A. Problem gambling and comorbid psychiatric
and substance use disorders among drug users recruited from
drug treatment and community settings. J Gambl Stud.
2000;16:347-76.
20. Lejoyeux M, Feuche N, Loi S, Solomon J, Ades J. Study of
impulse-control disorders among alcohol-dependent patients.
J Clin Psychiatry. 1999;60:302-5.
21. Lesieur HR, Blume SB, Zoppa RM. Alcoholism, drug abuse, and
gambling. Alcohol Clin Exp Res. 1986;10:33-8.
22. McCormick RA. Disinhibition and negative affectivity in
substance abusers with and without a gambling problem. Addict
Behav. 1993;18:331-6.
23. Rupcich N, Frisch GR, Govoni R. Comorbidity of pathological
gambling in addiction treatment facilities. J Subst Abuse Treat.
1997;14:573-4.
24. Petry NM, Stinson FS, Grant BF. Comorbidity of DSM-IV
pathological gambling and other psychiatric disorders: results
from the National Epidemiologic Survey on Alcohol and Related
Conditions. J Clin Psychiatry. 2005;66:564-74.
25. Adamson SJ, Todd FC, Sellman JD, Hurwai T, Porter J. Coexisting
psychiatric disorders in a New Zealand outpatient alcohol and
other drug clinical population. Aust N Z J Psychiatry.
2006;40:164-70.
26. Argo TR, Black DW. Clinical characteristics. En: Grant JE,
Potenza MN, editores. Pathological gambling: A clinical guide
to treatment. Arlington: APPI; 2004. p. 39-53.
27. Kerber CS, Black DW, Buckwalter K. Comorbid psychiatric
disorders among older adult recovering pathological gamblers.
Issues Ment Health Nurs. 2008;29:1018-28.
28. Black DW, Moyer T. Clinical features and psychiatric comorbidity
of subjects with pathological gambling behavior. Psychiatr
Serv. 1998;49:1434-9.
29. Bagby RM, Vachon DD, Bulmash E, Quilty LC. Personality
disorders and pathological gambling: a review and reexamination of prevalence rates. J Personal Disord.
2008;22:191-207.
30. Saez-Abad C, Bertolin-Guillen JM. Personality traits and
disorders in pathological gamblers versus normal controls. J
Addict Dis. 2008;27:33-40.
31. Blaszczynski A, Steel Z, McConaghy N. Impulsivity in pathological
gambling: the antisocial impulsivist. Addiction. 1997;92:75-87.
32. Blaszczynski A, Steel Z. Personality disorders among pathological
gamblers. J Gambl Stud. 1998;14:51-71.
33. Kruedelbach N, Walker HI, Chapman HA, Haro G, Mateu C, Leal
C. [Comorbidity on disorders with loss of impulse-control:
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 188
S. Jiménez-Murcia et al
34.
35.
36.
37.
38.
39.
40.
41.
42.
43.
44.
45.
46.
47.
48.
49.
50.
51.
52.
53.
54.
55.
pathological gambling, addictions and personality disorders].
Actas Esp Psiquiatr. 2006;34:76-82.
Pietrzak RH, Petry NM. Antisocial personality disorder is
associated with increased severity of gambling, medical, drug
and psychiatric problems among treatment-seeking pathological
gamblers. Addiction. 2005;100:1183-93.
Fernandez-Montalvo J, Echeburua E. Pathological gambling and
personality disorders: an exploratory study with the IPDE. J
Pers Disord. 2004;18:500-5.
Blaszczynski AP, Steel Z. Personality disorders among
pathological gamblers. J Gambl Stud. 1998;14:51-71.
Specker SM, Carlson GA, Christenson GA, Marcotte M. Impulse
control disorders and attention deficit disorder in pathological
gamblers. Ann Clin Psychiatry. 1995;7:175-9.
Kim SW, Grant JE. Personality dimensions in pathological
gambling disorder and obsessive-compulsive disorder.
Psychiatry Res. 2001;104:205-12.
Abbott MW, Volberg RA, Ronnberg S. Comparing the New
Zealand and Swedish national surveys of gambling and problem
gambling. J Gamb Stud. 2004;20:237-58.
Bland RC, Newman SC, Orn H, Stebelsky G. Epidemiology of
pathological gambling in Edmonton. Can J Psychiatry.
1993;38:108-12.
Jiménez-Murcia S, Álvarez-Moya EM, Granero R, et al. Cognitivebehavioral group treatment for pathological gambling: Analysis
of effectiveness and predictors of therapy outcome. Psychother
Res. 2007;17:544-52.
Tavares H, Zilberman ML, Beites FJ, Gentil V. Gender differences
in gambling progression. J Gambl Stud. 2001;17:151-9.
Granero R, Penelo E, Martínez-Giménez R, et al. Sex differences
among treatment-seeking adult pathologic gamblers. Compr
Psychiatry. 2009;50:173-80.
APA. Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders. 4.a
ed. Washington DC: American Psychiatric Association; 2000.
First MB, Spitzer RL, Gibbon M, Williams JBW. Structured
Clinical Interview for DSM-IV Axis I disorders-Clinical Version
(SCID-CV). Washington: American Psychiatric Press; 1997.
First MB, Spitzer RL, Gibbon M, Williams JWB, Benjamin L.
Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality
Disorders (SCID-II). New York, NY: New York State Psychiatric
Institute; 1994.
Derogatis LR. SCL-90: Administration, scoring and procedures
manual -I for the (R)evised version. Baltimore: John Hopkins
University Press; 1977.
González de Rivera JL. Versión española del 90 Symptoms
Check List Revised (SCL-90-R). Madrid: TEA ediciones; 2001.
Eysenck SBG, Pearson PR, Eating G, Allsopp JP. Age norms for
impulsiveness, venturesomeness and empathy in adults. PAID.
1985;6:613-9.
Cloninger CR. The Temperament and Character Inventory–
Revised. St Louis, MO: Center for Psychobiology of Personality,
Washington University; 1999.
Gutiérrez-Zotes J, Bayón C, Montserrat C, et al. Inventario del
Temperamento y el Carácter-Revisado (TCI-R). Baremación y
datos normativos en una muestra de población general. Actas
Esp Psiquiatr. 2004;32:8-15.
Lesieur HR, Blume SB. The South Oaks Gambling Screen (SOGS):
a new instrument for the identification of pathological
gamblers. Am J Psychiatry. 1987;144:1184-8.
Echeburúa E, Báez C, Fernández J, Páez D. Cuestionario de
juego patológico de South Oaks (SOGS): Validación española.
Anális Modific Cond. 1994;20:769-91.
Stinchfield R. Reliability, validity, and classification accuracy of
a measure of DSM-IV diagnostic criteria for pathological
gambling. Am J Psychiatry. 2003;160:180-2.
Jimenez-Murcia S, Stinchfield R, Alvarez-Moya E, et al.
Reliability, validity, and classification accuracy of a Spanish
2/12/09 07:54:05
Comorbilidad del juego patológico: variables clínicas, personalidad y respuesta al tratamiento
56.
57.
58.
59.
60.
61.
62.
63.
64.
65.
66.
67.
translation of a measure of DSM-IV diagnostic criteria for
pathological gambling. J Gambl Stud. 2009;25:93-104.
Jiménez-Murcia S, Álvarez-Moya EM, Granero R, et al. Análisis
de la eficacia de dos modalidades de tratamiento cognitivoconductual grupal para el juego patológico. Psicología
Conductual. 2005;13:497-512.
Jiménez-Murcia S, Aymamí-Sanromà MN, Gómez-Peña M,
Álvarez-Moya EM, Vallejo J. Protocols de tractament
cognitivoconductual pel joc patològic i d’altres addiccions no
tòxiques. Barcelona: Hospital Universitari de Bellvitge,
Departament de Salut, Generalitat de Catalunya; 2006.
Desai RA, Maciejewski PK, Pantalon MV, Potenza MN. Gender
differences among recreational gamblers: association with the
frequency of alcohol use. Psychol Addict Behav. 2006;20:145-53.
Dannon PN, Lowengrub K, Aizer A, Kotler M. Pathological
gambling: comorbid psychiatric diagnoses in patients and their
families. Isr J Psychiatry Relat Sci. 2006;43:88-92.
Vallejo-Ruiloba J, Leal-Cercós C. Tratado de Psiquiatría, vol I,
II. Barcelona: Ars Médica; 2005.
Gelder MG, López-Ibor JJJ, Andreasen N. Tratado de Psiquiatría,
tomo II. Barcelona: Ars Médica; 2003.
Sacco P, Cunningham-Williams RM, Ostmann E, Spitznagel EL Jr.
The association between gambling pathology and personality
disorders. J Psychiatr Res. 2008;42:1122-30.
Kessler RC, Hwang I, Labrie R, et al. DSM-IV pathological
gambling in the National Comorbidity Survey Replication.
Psychol Med. 2008;38:1351-60.
Boughton R, Falenchuk O. Vulnerability and comorbidity factors
of female problem gambling. J Gambl Stud. 2007;23:323-34.
Pérez-Urdániz A. Epidemiología. En: Roca-Benassar M, editor.
Trastornos de Personalidad. Barcelona: Ars Médica; 2004.
Stinchfield R. Gambling and correlates of gambling among
Minnesota public school students. J Gambl Stud. 2000;16:153-73.
Stinchfield R, Winters KC. Adolescents and young adults. En:
Grant JE, Potenza MN, editores. Pathological gambling. A
clinical guide to treatment. Arlington: American Psychiatric
Publishing; 2004.
05 ORIGINAL 13 (178-189).indd 189
189
68. Ibanez A, Blanco C, Moreryra P, Saiz-Ruiz J. Gender
differences in pathological gambling. J Clin Psychiatry. 2003;
64:295-301.
69. Getty HA, Watson J, Frisch GR. A comparison of depression and
styles of coping in male and female GA members and controls.
J Gambl Stud. 2000;16:377-91.
70. Specker SM, Carlson GA, Edmonson KM, Johnson PE, Marcotte
PE. Psychopathology in pathological gamblers seeking
treatment. J Gambl Stud. 1996;12:67-81.
71. Westphal JR, Rush JA, Stevens L, Johnson LJ. Gambling behavior
of Louisiana students in grades 6 through 12. Psychiatr Serv.
2000;51:96-9.
72. Simmons LA, Havens JR. Comorbid substance and mental
disorders among rural Americans: results from the National
Comorbidity Survey. J Affect Disord. 2007;99:265-71.
73. Franques P, Auriacombe M, Tignol J. [Addiction and personality].
Encephale. 2000;26:68-78.
74. Janiri L, Martinotti G, Dario T, Schifano F, Bria P. The Gamblers’
Temperament and Character Inventory (TCI) personality profile.
Subst Use Misuse. 2007;42:975-84.
75. Burge AN, Pietrzak RH, Petry NM. Pre/early adolescent onset of
gambling and psychosocial problems in treatment-seeking
pathological gamblers. J Gambl Stud. 2006;22:263-74.
76. Ladd GT, Petry NM. A comparison of pathological gamblers with
and without substance abuse treatment histories. Exp Clin
Psychopharmacol. 2003;11:202-9.
77. Petry NM, Oncken C. Cigarette smoking is associated with
increased severity of gambling problems in treatment-seeking
gamblers. Addiction. 2002;97:745-53.
78. Dell’Osso B, Allen A, Hollander E. Comorbidity issues in the
pharmacological treatment of pathological gambling: a critical
review. Clin Pract Epidemol Ment Health. 2005;1:21.
79. Grant JE, Desai RA, Potenza MN. Relationship of nicotine
dependence, subsyndromal and pathological gambling, and
other psychiatric disorders: data from the National
Epidemiologic Survey on Alcohol and Related Conditions. J Clin
Psychiatry. 2009;70:334-43.
2/12/09 07:54:05
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
www.elsevier.es/saludmental
AGENDA
www.elsevier.es/saludmental
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.
06 REVISION 28 (190-196).indd 190
2/12/09 07:53:36
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-
06 REVISION 28 (190-196).indd 191
191
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
2/12/09 07:53:38
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
06 REVISION 28 (190-196).indd 192
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
2/12/09 07:53:38
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-
06 REVISION 28 (190-196).indd 193
193
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-
2/12/09 07:53:39
194
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
06 REVISION 28 (190-196).indd 194
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
2/12/09 07:53:39
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-
06 REVISION 28 (190-196).indd 195
195
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.
Bibliografía
1. American Psychiatric Association. Diagnostic and Statistical
Manual of Mental Disorders. Revised 4th ed. Washington:
American Psychiatric Association; 2000.
2. Greenberg DM, Bradford JM, Curry S. A comparison of sexual
victimization in the childhoods of pedophiles and hebephiles. J
Forensic Sci. 1993;38:432-6.
3. Hall RC, Hall RC. A profile of pedophilia: definition,
characteristics of offenders, recidivism, treatment outcomes,
and forensic issues. Mayo Clin Proc. 2007;82:457-71.
4. Cohen LJ, McGeoch PG, Gans SW, Nikiforov K, Cullen K,
Galynker II. Childhood sexual history of 20 male pedophiles vs.
24 male healthy control subjects. J Nerv Ment Dis. 2002;190:75766.
5. Cohen LJ, Nikiforov K, Gans S, Poznansky O, McGeoch P, Weaver
C, et al. Heterosexual male perpetrators of childhood sexual
abuse: a preliminary neuropsychiatric model. Psychiatr Q.
2002;73:313-36.
6. Murray JB. Psychological profile of pedophiles and child
molesters. J Psychol. 2000;134:211-24.
7. Castro-Gago M, Novo-Rodríguez MI, Gómez-Lado C, Eirís-Puñal
J. Efecto neuroprotector de los factores dietéticos pre y
perinatales sobre el neurodesarrollo. Rev Neurol. 2007;44 Supl
3:1-10.
8. Zuluaga JA. Neurodesarrollo y estimulación. Bogotá: Editorial
Médica; 2001.
9. Blanchard R, Kolla NJ, Cantor JM, Klassen PE, Dickey R, Kuban
ME, et al. IQ, handedness, and pedophilia in adult male patients
stratified by referral source. Sex Abuse. 2007;19:285-309.
10. Blanchard R, Christensen BK, Strong S, Cantor JM, Kuban ME,
Klassen P, et al. Retrospective self-reports of childhood
accidents causing unconsciousness in phallometrically
diagnosed pedophiles. Arch Sex Behav. 2002;31:511-26.
11. Gunnell D. Commentary: Can adult anthropometry be used as
a ‘biomarker’ for prenatal and childhood exposures? Int J
Epidemiol. 2002;31:390-4.
12. Wadsworth ME, Hardy RJ, Paul A, Marshall SF, Cole TJ. Leg and
trunk length at 43 years in relation to childhood health, diet
and family circumstances; evidence from the 1946 national
birth cohort. Int J Epidemiol. 2002;31:383-90.
13. Smith GD, Hart CL, Blane D, Hole D. Adverse socioeconomic
conditions in childhood and cause specific adult mortality:
Prospective observational study. BMJ. 1998;316:1631-5.
14. Lundberg M, Diderichsen F, Hallqvist J. Is the association
between short stature and myocardial infarction explained by
childhood exposures-A population-based case referent study
(SHEEP). Scand J Public Health. 2002;30:249-58.
15. Song YM, Smith GD, Sung J. Adult height and cause-specific
mortality: A large prospective study of South Korean men. Am
J Epidemiol. 2003;158:479-85.
16. Nopoulos P, Flaum M, Arndt S, Andreasen N. Morphometry in
schizophrenia revisited: Height and its relationship to premorbid function. Psychol Med. 1998;28:655-63.
17. Beeri MS, Davidson M, Silverman JM, Noy S, Schmeidler J,
Goldbourt U. Relationship between body height and dementia.
Am J Geriatr Psychiatry. 2005;13:116-23.
2/12/09 07:53:39
196
18. Kemkes-Grottenthaler A. The short die young: The
interrelationship between stature and longevity-Evidence from
skeletal remains. Am J Phys Anthropol. 2005;128:340-7.
19. Cantor JM, Blanchard R, Christensen BK, Dickey R, Klassen PE,
Beckstead AL, et al. Intelligence, memory, and handedness in
pedophilia. Neuropsychology. 2004;18:3-14.
20. Cantor JM, Blanchard R, Robichaud LK, Christensen BK.
Quantitative reanalysis of aggregate data on IQ in sexual
offenders. Psychol Bull. 2005;131:555-68.
21. Bogaert AF. Handedness, criminality, and sexual offending.
Neuropsychologia. 2001;39:465-9.
22. Cantor JM, Klassen PE, Dickey R, Christensen BK, Kuban ME,
Blak T, et al. Handedness in pedophilia and hebephilia. Arch
Sex Behav. 2005;34:447-59.
23. Blanchard R, Kolla NJ, Cantor JM, Klassen PE, Dickey R, Kuban
ME, et al. IQ, handedness, and pedophilia in adult male patients
stratified by referral source. Sex Abuse. 2007;19:285-307.
24. Mellan J, Nedoma K, Pondelícková J. Somatosexual findings in
pedophilic men. Cesk Psychiatr. 1969;65:30-3.
25. Taylor D, Myers WC, Robbins L, Barnard GW. An anthropometric
study of pedophiles and rapists. J Forensic Sci. 1993;38:765-8.
26. Cantor JM, Kuban ME, Blak T, Klassen PE, Dickey R, Blanchard
R. Physical height in pedophilic and hebephilic sexual offenders.
Sex Abuse. 2007;19:395-407.
27. Blanchard R, Barbaree HE, Bogaert AF, Dickey R, Klassen P,
Kuban ME, et al. Fraternal birth order and sexual orientation in
pedophiles. Arch Sex Behav. 2000;29:463-78.
28. Bogaert AF, Bezeau S, Kuban M, Blanchard R. Pedophilia, sexual
orientation, and birth order. J Abnorm Psychol. 1997;106:331-5.
29. Blanchard R, Watson MS, Choy A, Dickey R, Klassen P, Kuban M,
et al. Pedophiles: mental retardation, maternal age, and sexual
orientation. Arch Sex Behav. 1999;28:111-27.
30. Blanchard R, Christensen BK, Strong SM, et al. Retrospective
selfreports of childhood accidents causing unconsciousness in
phallometrically diagnosed pedophiles. Arch Sex Behav.
2002;31:511-26.
31. Cohen LJ, Galynker I. Clinical features of pedophilia and
implications for treatment. J Psychiatr Pract. 2002;8:276-89.
32. Schiffer B, Peschel T, Paul T, Gizewski E, Forsting M, Leygraf N,
et al. Structural brain abnormalities in the frontostriatal
system and cerebellum in pedophilia. J Psychiatr Res.
2007;41:753-62.
33. Dolan M, Millington J, Park I. Personality and neuropsychological
function in violent, sexual, and arson offenders. Med Sci Law.
2002;42:34-43.
34. Stone MH, Thompson EH. Executive function impairment in
sexual offenders. J Individ Psychol. 2001;57:51-9.
06 REVISION 28 (190-196).indd 196
J.A. Becerra García
35. Graber B, Hartmann K, Coffman JA, Huey CJ, Golden CJ. Brain
damage among mentally disordered sex offenders. J Forensic
Sci. 1982;27:125-34.
36. Hucker S, Langevin R, Wortzman G, Bain J, Handy L, Chambers
J, et al. Neuropsychological impairment in pedophiles. Can J
Behav Sci. 1986;18:440-8.
37. Kolarsky A, Freund K, Machek J, Polak O. Male sexual deviations:
association with early temporal lobe damage. Arch Gen
Psychiatry. 1967;17:735-43.
38. Lilly R, Cummings JL, Benson DF, Frankel M. The human KluverBucy syndrome. Neurology. 1983;33:1141-5.
39. Cohen LJ, Nikiforov K, Gans S, Poznansky O, McGeoch P, Weaver
C, et al. Heterosexual male perpetrators of childhood sexual
abuse: a preliminary neuropsychiatric model. Psychiatr Q.
2002;73:313-36.
40. Hendricks SE, Fitzpatrick DF, Hartmann K, Quaife MA,
Stratbucker RA, Graber B. Brain structure and function in
sexual molesters of children and adolescents. J Clin Psychiatry.
1988;49:108-11.
41. Langevin R, Wortzman G, Dickey R, Wright P, Handy L.
Neuropsychological impairment in incest offenders. Sex Abuse.
1988;1:401-15.
42. Langevin R, Wortzman G, Wright P, Handy L. Studies of brain
damage and dysfunction in sex offenders. Sex Abuse.
1989;2:163-79.
43. Blanchard R, Cantor JM, Robichaud LK. Biological factors in the
development of sexual deviance and aggression in males. En:
Barbaree HE, Marshall WL, editores. The juvenile sex offender.
2.a ed. New York: Guilford; 2006. p. 77-104.
44. Schiltz K, Witzel J, Northoff G, Zierhut K, Gubka U, Fellmann
H, et al. Brain pathology in pedophilic offenders: evidence of
volume reduction in the right amygdala and related diencephalic
structures. Arch Gen Psychiatry. 2007;64:737-46.
45. Cantor JM, Kabani N, Christensen BK, Zipursky RB, Barbaree
HE, Dickey R, et al. Cerebral white matter deficiencies in
pedophilic men. J Psychiatr Res. 2008;42:167-83.
46. Walter M, Witzel J, Wiebking C, Gubka U, Rotte M, Schiltz K, et
al. Pedophilia is linked to reduced activation in hypothalamus
and lateral prefrontal cortex during visual erotic stimulation.
Biol Psychiatry. 2007;62:698-701.
47. Schiffer B, Paul T, Gizewski E, Forsting M, Leygraf N, Schedlowski
M, et al. Functional brain correlates of heterosexual
paedophilia. Neuroimage. 2008;41:80-91.
48. Schiffer B, Krueger T, Paul T, Greiff A, Forsting M, Leygraf N, et
al. Brain response to visual sexual stimuli in homosexual
pedophiles. J Psychiatry Neurosci. 2008;33:23-33.
2/12/09 07:53:39
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
www.elsevier.es/saludmental
AGENDA
www.elsevier.es/saludmental
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
1888-9891/$ - see front matter © 2009 SEP y SEPB. Publicado por Elsevier España, S.L. Todos los derechos reservados.
07 AGENDA (197-198).indd 197
2/12/09 07:52:19
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
07 AGENDA (197-198).indd 198
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
2/12/09 07:52:22