Se presenta la versión forense (EGS-F) de la Escala de Gravedad de Síntomas del trastorno de estrés postraumático (TEPT) según los criterios diagnósticos del DSM-5. Se analizan la gravedad de los síntomas, así como la probable simulación y exageración de síntomas en víctimas de violencia de género en un contexto forense. La muestra contó con 526 víctimas de violencia familiar o sexual que buscaron ayuda terapéutica y con 74 víctimas del mismo tipo que presentaron una denuncia en el Juzgado. La gravedad en el TEPT fue mayor en el grupo forense que en el clínico. Los ítems de la subescala de simulación discriminaron adecuadamente entre los dos grupos (t = 7.3, g = 0.97). Un punto de corte de 2 es apropiado para clasificar correctamente el 74% de los probables simuladores. Esta escala resulta útil para evaluar el TEPT en víctimas de delitos violentos en el contexto forense.
This study deals with the development of a forensic version (EGS-F) of the Posttraumatic Stress Disorder (PTSD) Symptom Severity Scale according to DSM-5 criteria. The aim of this paper is intended to assess the symptoms severity of this mental disorder, as well as to detect probable malingering and symptom exaggeration among victims of gender violence in a forensic context. The sample consisted of 526 victims of sexual or family violence who sought therapy and 74 victims of the same kind who filed a complaint in court. Symptom severity was higher in victims assessed in the forensic context than in victims assessed in the clinical context. Items designed to detect probable malingering adequately discriminated between the two groups (t=7.3, g=0.97). A cut-off point of 2 in the subscale of malingering is appropriate to correctly classify the 74% of probable malingerers. This scale is useful for forensic assessment in victims of PTSD.
El trastorno de estrés postraumático (TEPT) es uno de los pocos cuadros psicopatológicos que parte del factor etiológico (suceso traumático) y no de la sintomatología para su diagnóstico. Esta peculiaridad tiene una enorme repercusión en el contexto forense, ya que establece una relación causal entre un acontecimiento (el hecho objeto del procedimiento judicial) y el daño psíquico derivado del mismo. Así, el diagnóstico de TEPT en el Derecho Penal puede ser tenido en cuenta para avalar la ocurrencia del delito, calificarlo jurídicamente y fijar las indemnizaciones (Muñoz, 2013).
Se han encontrado altas tasas de prevalencia de TEPT en víctimas de agresiones sexuales (Sarasua, Zubizarreta, Corral y Echeburúa, 2013), accidentes de tráfico (Esbec y Echeburúa, 2015), violencia de género (Matud, Fortes y Medina, 2014), atentados terroristas (García-Vera y Sanz, 2016), tortura (Genoveva, Valdés y Manzanero, 2016) y acoso laboral (Rodríguez-Muñoz, Moreno-Jiménez, Sanz y Garrosa, 2010), si bien en este último caso los datos no son tan consistentes porque, al margen del estrés crónico que puede generar una depresión en la víctima (con el consiguiente riesgo de suicidio), el suceso estresante en sí no pone en peligro la vida de la víctima (Nielsen, Tangen, Idsoe, Matthiesen y Mageroy, 2015).
El TEPT está vinculado históricamente al sistema de compensación a las víctimas y, por tanto, al ámbito de las acciones legales por demanda de indemnizaciones. Por ello, siempre ha planeado sobre su diagnóstico el problema de la detección de la simulación (Brown, 2012; González Ordi, Fernández y Delgado, 2013). Se cifra entre un 20% y un 30% la prevalencia de simulación en el TEPT en el contexto de la compensación de daños (González-Ordi, Capilla y Casado, 2012), lo que ha fomentado recientemente la investigación sobre este fenómeno. Además de a las ganancias económicas, la simulación puede responder a la búsqueda de incentivos de otro tipo: obtener la baja o incapacidad laboral, eludir la responsabilidad criminal o disfrutar de los beneficios sociales o económicos asociados al reconocimiento como víctima (Inda, Lemos, López y Alonso, 2005).
Según Resnick (1997), hay que diferenciar entre la simulación propiamente dicha, que alude al fingimiento de un cuadro psicopatológico inexistente, la sobresimulación, que se refiere a la exageración de los síntomas, y la falsa imputación, que supone atribuir el cuadro clínico a un factor etiológico distinto al que realmente lo causó. Estos fenómenos son intencionales, escapan a la observación directa del evaluador y, al no existir signos específicos o inequívocos de simulación, complican más el diagnóstico diferencial (Bianchini, Greve y Glynn, 2005).
La investigación reciente respecto a la simulación en el contexto forense ha dejado de lado la evaluación fundamentada en la subjetividad del experto, que ha demostrado elevadas tasas de error, y ha generado protocolos multimodales, basados en la evidencia y más acordes a la complejidad del fenómeno (González-Ordi, Santamaría y Capilla, 2012). A su vez, la habilidad clínica del evaluador, su formación y experiencia, así como la familiaridad en la evaluación de grupos específicos de víctimas, son fundamentales para aumentar la eficacia diagnóstica (Ingram, Dowben, Froelich y Keltner, 2012).
En el caso del TEPT, las dificultades para el diagnóstico de la simulación se ven agravadas por la fragilidad del propio cuadro clínico, que ha registrado continuos cambios en sus formulaciones nosológicas (Crespo y Gómez, 2012, 2016; Young, 2016). Entre los problemas para el diagnóstico se han señalado (Mingote, 2011): a) la heterogeneidad e inespecificidad sintomática y el solapamiento con otros cuadros clínicos, b) la elevada comorbilidad (principalmente con trastornos de ansiedad, depresión y consumo de sustancias), c) la falta de colaboración del paciente para abordar sus síntomas debido al malestar emocional que le provoca la reexperimentación o a la vergüenza, en el caso por ejemplo de víctimas de agresiones sexuales, y d) la tendencia del clínico a centrar la exploración en la constelación sintomática, olvidando la repercusión funcional del cuadro. De hecho, no se cuenta con medidas pre y postrauma fiables sobre el funcionamiento del sujeto (Kunst y Winkel, 2015).
Según González-Ordi, Santamaría et al. (2012), la detección de la simulación en el TEPT requiere un enfoque multidimensional y con métodos diversos: a) atender a los signos de sospecha más habituales (Resnick, West y Payne, 2008), b) utilizar la Entrevista Estructurada de Síntomas Informados (SIRS-2) (Rogers, Sewell y Gillard, 2010), c) emplear autoinformes que hayan mostrado un grado de capacidad aceptable para discriminar el TEPT genuino del simulado, como el Inventario Multifásico de Personalidad de Minnesota-2 (MMPI-2; Butcher, Dahlstrom, Graham, Tellegen y Kaemmer, 1999), el Inventario de Evaluación de la Personalidad (PAI; Morey, 2011), el Trauma Symptom Inventory (TSI-2; Briere, 2010) y el Inventario Estructurado de Simulación de Síntomas (SIMS; Widows y Smith, 2005), d) recurrir a pruebas psicofisiológicas para evaluar los síntomas de alerta y reactividad del cuadro clínico o a marcadores biológicos (Bottalico y Bruni, 2012) y e) realizar una evaluación neuropsicológica para los casos en los que la persona evaluada reporte déficits neurocognitivos (problemas de concentración y de memoria, principalmente).
Por otro lado, interesantes propuestas de búsqueda de marcadores biológicos para acreditar la presencia de un TEPT tienen una serie de limitaciones en el campo aplicado. Además de su elevado coste, no todas las personas con TEPT presentan alteraciones neurofisiológicas y neurocognitivas; por otra parte, la ausencia de estas no permite descartar la presencia del TEPT (Medina, 2015; Robles y Medina, 2008).
Las entrevistas estructuradas, con la ayuda de los autoinformes (por ejemplo, Crespo y Gómez, 2012), constituyen los instrumentos de evaluación más válidos para diagnosticar el TEPT (Echeburúa, Amor y Corral, 2005). Al no contar con este tipo de pruebas concretas en nuestro medio para evaluar la simulación específicamente en el TEPT, el objetivo principal de este trabajo ha sido elaborar y validar una subescala específica de simulación para hacer este diagnóstico en el contexto forense. Para ello se ha integrado esta subescala en un instrumento que ha sido validado recientemente en el ámbito clínico en población española (Echeburúa et al., 2016) con arreglo a los criterios diagnósticos del DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013). Un objetivo adicional de este estudio ha sido comparar la magnitud de las diferencias en la intensidad de los síntomas presentados en el TEPT entre los dos grupos estudiados (forense y clínico).
MétodoParticipantesLa muestra total estuvo compuesta por 600 participantes víctimas de sucesos violentos, con una edad media de 36.92 años (DT=12.71) y un rango de 18 a 76 años. El 98.3% eran mujeres. Esta muestra estaba dividida en dos grupos: (a) forense (n=74, 93.2% de mujeres), con una edad media de 34.57 años (DT=12.31), y (b) clínico (n=526, 98.9% de mujeres), con una edad media de 37.03 años (DT=12.50). Ambos grupos eran homogéneos en cuanto a edad y sexo.
Los participantes del grupo clínico habían acudido en busca de tratamiento al Centro de Asistencia Psicológica para la Violencia de Género de la Diputación Foral de Álava (País Vasco, España) entre enero de 2014 y enero de 2016. La mayor parte de las víctimas habían padecido violencia física (n=363, 69%); el resto habían sufrido violencia exclusivamente psicológica (n=90, 17.1%) o violencia sexual (n=73, 13.9%). En el 79.3% de los casos la violencia la había ejercido la pareja o expareja de la víctima, en el 7.6% el padre o padrastro, en el 9.9% otras personas conocidas (familiares y no familiares de la víctima) y en el 3.2% restante personas desconocidas.
Los participantes del grupo forense habían presentado una denuncia por haber sido víctimas de un suceso violento, mayoritariamente de violencia de género, y fueron evaluados por psicólogos forenses adscritos a clínicas médico-forenses (Segovia y Madrid), institutos de medicina legal y ciencias forenses (Cáceres, Ávila, Toledo o Ciudad Real) y unidades de valoración forense integral pertenecientes a Juzgados de Violencia sobre la Mujer (Comunidad de Madrid y Bilbao).
Los criterios de inclusión para formar parte de este estudio fueron los siguientes: a) haber interpuesto denuncia por un delito violento o referir exposición a una situación de victimización violenta, b) transmitir vivencia subjetiva de malestar psicológico asociada a la experiencia de victimización, c) buscar ayuda terapéutica o amparo judicial por el acontecimiento sufrido y d) completar los instrumentos de evaluación requeridos. Los criterios de exclusión fueron los siguientes: a) tener menos de 18 años y b) haber contestado de forma incompleta a la Escala de Gravedad de Síntomas del Trastorno de Estrés Postraumático (EGS-F) o al Inventario Estructurado de Simulación de Síntomas (SIMS). Del grupo forense fueron excluidos 13 casos (7 por no haber completado adecuadamente el protocolo de evaluación y 6 por ser menores de edad).
InstrumentosEscala Forense de Gravedad de Síntomas del Trastorno de Estrés Postraumático (EGS-F). Se trata de un instrumento de evaluación estructurado, de administración heteroaplicada, en un formato de tipo Likert de 0 a 3 según la frecuencia e intensidad de los síntomas. Esta escala cuenta con una parte nuclear (EGS-R) y con una parte complementaria. La parte nuclear consta de 21 ítems centrales (rango: 0-63 puntos) en correspondencia con los criterios diagnósticos del DSM-5 (APA, 2013): 5 hacen referencia a la intrusión (rango: 0-15), 3 a la evitación conductual/cognitiva (rango: 0-9), 7 a las alteraciones cognitivas y al estado de ánimo negativo (AC/EAN) (rango: 0-21) y 6 a la hiperactivación (rango: 0-18), así como 4 adicionales referidos a la disociación (rango: 0-12). Esta parte nuclear (EGS-R) ha mostrado unas propiedades psicométricas adecuadas en la población española: una consistencia interna satisfactoria para la puntuación total de 21 ítems (α=.91), así como para los cuatro núcleos de síntomas específicos del TEPT (valores α comprendidos entre .72 y .79); a su vez, la consistencia interna de los ítems adicionales sobre síntomas disociativos fue de .73. Por otra parte, la eficacia diagnóstica de esta escala es muy alta (82.5%) si se establece un punto de corte global de 20 en la parte nuclear de 21 ítems y unos puntos de corte parciales de 4, 4, 6 y 6 en las subescalas de intrusión, evitación, alteraciones cognitivas/estado de ánimo negativo e hiperactivación, respectivamente (Echeburúa et al., 2016).
La parte complementaria consta de una subescala de disfuncionalidad (6 ítems, rango: 0-18) para evaluar el grado de afectación global relacionado con el suceso traumático (α=.82) y también de una subescala de simulación de 6 ítems binarios (sí-no, rango: 0-6), elaborada específicamente para este estudio.
Inventario Estructurado de Simulación de Síntomas (SIMS; Widows y Smith, 2005; versión española de González Ordi y Santamaría, 2009). Es un autoinforme que consta de 75 ítems binarios (sí/no) destinado a detectar patrones de exageración de síntomas de carácter neurológico y psicopatológico. Este instrumento presenta una consistencia interna satisfactoria tanto para la puntuación total (α=.94) como para las cinco escalas específicas referidas a la simulación de síntomas (González Ordi y Santamaría, 2009): psicosis (α=.90), deterioro neurológico (α=.85), trastornos amnésicos (α=.90), baja inteligencia (α=.69) y trastornos afectivos (α=.65). Además, permite obtener un perfil de simulación general. Con un punto de corte de 16 (rango: 0-75) la sensibilidad del instrumento oscila entre .94 y 1.00 y la especificidad entre .51 y .98.
ProcedimientoA todos los participantes en esta investigación se les administró individualmente la EGS-F. La administración en ambos grupos se realizó en una única sesión. Los participantes del grupo clínico cumplimentaron la prueba en la evaluación previa al tratamiento psicológico. Los evaluadores eran psicólogos clínicos con más de cinco años de experiencia en el tratamiento psicológico a víctimas de delitos violentos. A los participantes del grupo forense se les evaluaba por orden judicial para valorar el posible daño psicológico asociado a la situación de victimización denunciada (en relación con la victimización de la que habían sido objeto y por la que buscaban amparo judicial). Los evaluadores eran psicólogos forenses de la Administración de Justicia con más de cinco años de ejercicio profesional en el puesto. Todos los participantes, antes de cumplimentar los instrumentos de evaluación, firmaron el consentimiento informado. El estudio se llevó a cabo entre enero de 2014 y diciembre de 2016. La participación en la investigación fue voluntaria, no recibiendo las personas evaluadas incentivo de ningún tipo por su aportación.
Para el análisis de datos de esta investigación se ha considerado cada ítem de la parte clínica de forma binaria (0-1=ausencia de síntoma [la sintomatología leve de 1 no se tomó en consideración por su escasa relevancia clínica], 2-3=presencia de síntoma).
Los ítems de la subescala de simulación han sido diseñados ad hoc a partir de un banco de ítems recogidos de la experiencia de los autores con el TEPT y de los criterios de probable simulación expuestos en la bibliografía (Resnick et al., 2008). Dichos ítems, poco compatibles con el TEPT, fueron valorados por un panel de expertos en psicología forense, que, junto con los autores, eligieron los seis elementos que componen la subescala definitiva.
Análisis de datosSe analizó la capacidad discriminativa de la EGS-F comparando las diferencias de medias entre los grupos forense y clínico en la puntuación total de la EGS-F y en las restantes puntuaciones parciales, así como en las subescalas de disfuncionalidad y de simulación. Para ello se utilizó la t de Student y la g de Hedges (tamaño del efecto). A su vez, se analizó la capacidad discriminativa de cada uno de los seis ítems de la subescala de simulación mediante el estadístico χ2 y el coeficiente phi (Φ) (tamaño del efecto). Por otra parte, se analizaron las relaciones entre las puntuaciones totales de la subescala de simulación de la EGS-F y del SIMS en el grupo forense mediante la correlación de Pearson y se calculó la correlación biserial puntual de cada ítem de la subescala de simulación de la EGS-F con la puntuación total del SIMS. Finalmente, se calculó la curva ROC (Receiver Operating Characteristic) para diferenciar entre el subgrupo forense que puntuó por encima del punto de corte de 16 en el SIMS-total y el grupo clínico.
ResultadosCapacidad discriminativa de la Escala Forense de Gravedad de Síntomas del Trastorno de Estrés Postraumático entre los grupos forense y clínicoSe encontraron diferencias estadísticamente significativas entre los dos grupos tanto en la puntuación nuclear del TEPT como en las distintas subescalas de la EGS-F, con valores significativamente más altos en el grupo forense que en el clínico (ver tabla 1).
Diferencia de medias (t de Student) y tamaño del efecto (g de Hedges) en la escala de gravedad de síntomas del TEPT entre los grupos forense y clínico
| Total (N=600) | Grupo forense (n=74) | Grupo clínico (n=526) | g de Hedges | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 95% IC | |||||||
| t | g | Inferior | Superior | ||||
| EGS-F Nuclear (25 ítems) (0-25) | |||||||
| M | 8.77 | 14.16 | 8.01 | 9.85** | 1.09 | 0.64 | 1.54 |
| DT | 5.97 | 4.92 | 5.72 | ||||
| Intrusión (5 ítems) (0-5) | |||||||
| M | 2.12 | 3.70 | 1.90 | 10.0** | 1.14 | 1.02 | 1.27 |
| DT | 1.67 | 1.43 | 1.59 | ||||
| Evitación (3 ítems) (0-3) | |||||||
| M | 1.54 | 2.68 | 1.38 | 15.07** | 1.17 | 1.08 | 1.26 |
| DT | 1.18 | 0.60 | 1.16 | ||||
| AC/EAN (7 ítems) (0-7) | |||||||
| M | 2.49 | 3.42 | 2.36 | 4.02** | 0.50 | 0.33 | 0.67 |
| DT | 2.14 | 2.04 | 2.12 | ||||
| Hiperactivación (6 ítems) (0-6) | |||||||
| M | 2.31 | 3.32 | 2.16 | 6.08** | 0.68 | 0.55 | 0.82 |
| DT | 1.73 | 1.51 | 1.72 | ||||
| Disociación (4 ítems) (0-4) | |||||||
| M | 0.31 | 1.04 | 0.20 | 5.89** | 1.15 | 1.09 | 1.20 |
| DT | 0.78 | 1.20 | 0.64 | ||||
Nota. 95% IC=intervalo de confianza al 95%; AC/EAN=alteraciones cognitivas/estado de ánimo negativo; hiperactivación=aumento de la activación/reactividad psicofisiológica.
La magnitud de las diferencias fue grande para la puntuación total en la EGS-F y en las subescalas de intrusión, evitación y disociación y media en el caso de las subescalas de hiperactivación y AC/EAN. Por otra parte, el grupo clínico presentaba una disfuncionalidad ligeramente mayor que el grupo traumático derivada del suceso traumático, aunque con una magnitud pequeña (ver tabla 2).
Diferencia de medias (t de Student) y tamaño del efecto (g de Hedges) en la subescala de disfuncionalidad entre los grupos forense y clínico
| Total (N=589) | Grupo forense (n=73) | Grupo clínico (n=516) | g de Hedges | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 95% IC | |||||||
| t | g | Inferior | Superior | ||||
| Disfuncionalidad (6 ítems) (0-18) | |||||||
| M | 10.09 | 9.10 | 10.23 | −2.58* | −0.26 | −0.61 | 0.10 |
| DT | 4.43 | 3.35 | 4.54 | ||||
Nota. 95% IC=intervalo de confianza al 95%
Al considerar a todos los participantes se obtuvo un alfa de Cronbach de .650. Se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre el grupo forense (mayores puntuaciones) y el grupo clínico en la puntuación global de la subescala de simulación de la EGS-F, con una magnitud grande (ver tabla 3).
Diferencia de medias (t de Student) y tamaño del efecto (g de Hedges) en la subescala de simulación entre los grupos forense y clínico
| Total (N=322) | Grupo forense (n=74) | Grupo clínico (n=248) | g de Hedges | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 95% IC | |||||||
| t | g | Inferior | Superior | ||||
| Simulación (6 ítems) (0-6) | |||||||
| M | 1.33 | 2.34 | 1.02 | 7.30** | 0.97 | 0.82 | 1.12 |
| DT | 1.46 | 1.49 | 1.32 | ||||
Nota. 95% IC=intervalo de confianza al 95%
A su vez, cada uno de los seis ítems de la subescala de simulación discriminaba también entre los grupos forense y clínico, con mayores puntuaciones para el grupo forense, aunque con magnitudes pequeñas (ver tabla 4).
Capacidad discriminativa de los ítems de la subescala de simulación entre los grupos forense y clínico
| Grupo forense (n=74) | Grupo clínico (n=493) | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Ítem | n | % | n | % | χ2 | p | Φ |
| Ítem S1a | 18 | 24.3 | 19 | 7.7 | 15.56 | .000 | .22 |
| Ítem S2 | 42 | 56.8 | 143 | 29.0 | 22.54 | .000 | .20 |
| Ítem S3 | 14 | 18.9 | 45 | 9.1 | 6.62 | .010 | .11 |
| Ítem S4 | 22 | 29.7 | 60 | 12.2 | 16.04 | .000 | .17 |
| Ítem S5 | 41 | 55.4 | 123 | 24.9 | 29.03 | .000 | .23 |
| Ítem S6 | 36 | 48.6 | 90 | 18.3 | 34.39 | .000 | .25 |
Nota. n y %=frecuencia y porcentaje de respuestas afirmativas; Φ=coeficiente phi (tamaño del efecto): valores de .10, .30 y .50=magnitud pequeña, media y grande, respectivamente (Cohen, 1988).
La relación entre la puntuación total de la subescala de simulación de la EGS-F y el SIMS-total en el grupo forense no fue estadísticamente significativa. Sin embargo, al analizar la relación entre cada uno de los seis ítems de la subescala de simulación y el SIMS-total se encontró una relación estadísticamente significativa y de magnitud pequeña-media con el siguiente ítem: “desde que le sucedió esto, ¿le pasa a veces que puede hablar con ‘otro yo’ que está fuera de usted?”. Con el resto de ítems los valores de la correlación oscilaron entre .01 y .10 (estadísticamente no significativos) (ver tabla 5).
Correlaciones entre la subescala de simulación de la EGS-F y el Inventario Estructurado de Simulación de Síntomas-SIMS en el grupo forense (n=74)
| SIMS-total | ||
|---|---|---|
| r (significación) | rbp (significación) | |
| Subescala de simulación (6 ítems) (0-6) | .15 (.190) | - |
| Ítem S1 | - | .104 (.376) |
| Ítem S2 | - | .009 (.936) |
| Ítem S3 | - | .253 (.029) |
| Ítem S4 | - | .092 (.433) |
| Ítem S5 | - | .008 (.943) |
| Ítem S6 | - | .067 (.573) |
Nota. r=correlación de Pearson; rbp=correlación biserial puntual.
Para poder interpretar las puntuaciones obtenidas en la subescala de simulación de la EGS-F y delimitar su eficacia en la detección de posibles casos de simulación se analizaron tentativamente los puntos de corte mediante el análisis de la curva ROC. Se consideraron dos grupos: participantes del grupo forense que superaban el punto de corte en el SIMS-total (≥ 16 puntos que indica probable presencia de simulación) y participantes del grupo clínico (ausencia de simulación) que habían respondido a todos los ítems de la subescala de simulación. Por lo tanto, los grupos quedaron conformados de la siguiente manera: grupo forense de probables simuladores (n=19) y grupo clínico (n=248). Realizados los cálculos, la puntuación total de la subescala de simulación dejó un área bajo la curva de .77 (p=.000, IC al 95% comprendido entre .67 y .88).
En la tabla 6 se señalan los diferentes índices descriptivos para definir los puntos de corte de la puntuación total en la subescala de simulación. Así, con un punto de corte de 2 se clasificaría correctamente al 74% de las personas del grupo forense de probables simuladores (14 verdaderos positivos y 5 falsos negativos).
Índices descriptivos de selección para definir los puntos de corte de la subescala de simulación a partir de la puntuación total (rango: 0-6)
| Punto de corte | S | E | VP | VN | FN | FP | ED |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | .89 | .51 | 17 | 127 | 2 | 121 | 53.93 |
| 2 | .74 | .69 | 14 | 172 | 5 | 76 | 69.66 |
| 3 | .53 | .85 | 10 | 211 | 9 | 37 | 82.77 |
| 4 | .26 | .94 | 5 | 234 | 14 | 14 | 89.51 |
| 5 | .05 | .98 | 1 | 243 | 18 | 5 | 91.39 |
| 6 | .00 | 1.00 | 0 | 247 | 19 | 1 | 92.51 |
Nota: S=sensibilidad; E=especificidad; VP=verdaderos positivos; VN=verdaderos negativos; FN=falsos negativos; FP=falsos positivos; ED=eficacia diagnóstica; grupo forense de probables simuladores (≥ 16 puntos en el SIMS-total)=19 casos; grupo clínico=248.
Las víctimas de sucesos violentos que buscan amparo judicial muestran con frecuencia una sintomatología postraumática (Blasco y Pallardó, 2013; Echeburúa, Corral y Amor, 2002; Picó-Alfonso, Echeburúa y Martínez, 2008; Sarasua, Zubizarreta, Echeburúa y Corral, 2007). Sin embargo, en la evaluación clínica forense se recurre con frecuencia a instrumentos que han sido validados únicamente con muestras clínicas y que no cuentan, por ello, con una adaptación específica al ámbito forense (Echeburúa, Muñoz y Loinaz, 2011).
La escala EGS-F está elaborada a partir de un instrumento clínico (EGS-R) y ha sido validada con un grupo forense en esta investigación. Su objetivo es contribuir a la evaluación de la gravedad de los síntomas del TEPT en personas adultas, así como de su grado de disfuncionalidad en la vida cotidiana, en un contexto judicial. La EGS-F cuenta con un control específico de las respuestas de simulación, lo que la convierte en una prueba adecuada para su uso forense. Al margen de la existencia de un inventario genérico para la simulación de síntomas (el SIMS) (González Ordi y Santamaría, 2009), se trata de la primera prueba heteroaplicada creada en español para la evaluación del TEPT en el contexto forense, que resulta breve y sencilla de corregir. El formato elegido ha sido el de una entrevista estructurada porque, a diferencia de los autoinformes, resulta más difícil distorsionar la información aportada y además se puede aplicar en pacientes con dificultades de concentración o con problemas para entender el lenguaje escrito. Las propiedades psicométricas de la EGS-R, que es la base de esta prueba, se han descrito en un estudio reciente (Echeburúa et al., 2016).
Las diferencias más relevantes en relación con otros instrumentos de evaluación son que la EGS-F se ha basado en los criterios diagnósticos del DSM-5, que se ha contado con una muestra clínica amplia de mujeres víctimas de delitos violentos (violencia familiar y sexual), que se ha comparado con un grupo forense del mismo tipo de delitos, que se ha incorporado una subescala específica de simulación, que se ha validado en una población española y que, de forma complementaria, se han añadido dos subescalas–de síntomas disociativos y de disfuncionalidad ocasionada por el suceso traumático–por la relevancia de estos en el TEPT (Levin, Kleinman y Adler, 2014; Weathers, Marx, Friedman y Schnurr, 2014).
En cuanto a los resultados comparativos entre ambos grupos, los participantes en el grupo forense presentan de forma significativa una gravedad de los síntomas mayor que los del grupo clínico, tanto en la escala global como en todas las subescalas específicas (intrusión, evitación, alteraciones cognitivas/estado de ánimo negativo, hiperactivación y disociación), con un tamaño del efecto más bien grande (especialmente en los síntomas de disociación) o mediano. Todo ello hace pensar que los participantes del grupo forense tienden a sobresimular los síntomas del TEPT, lo que es congruente con otros estudios (Ahmadi, Lashani, Afzali, Tavalaie y Mirzaee, 2013; Cartwright y Roach, 2016; Goodwin, Sellbom y Arbisi, 2013; Resnick et al., 2008; Young, 2015).
Por lo que se refiere específicamente a la subescala de simulación, hay una puntuación global más alta en el grupo forense que en el grupo clínico, con un tamaño del efecto grande. A su vez, cada uno de los seis ítems de la subescala se muestra de utilidad específica para discriminar entre ambos grupos, lo que está en consonancia con el riesgo de simulación o sobresimulación del TEPT en el contexto forense (González-Ordi et al., 2012; Resnick et al., 2008; Rogers, 2008). Sin embargo, no hay una relación significativa entre la puntuación global de la subescala de simulación y la puntuación global del SIMS, quizá porque este inventario es una prueba general de simulación que no está enfocada específicamente en el TEPT. Solo el ítem S3 de la subescala de simulación de la EGS-F (el único referido específicamente a los síntomas disociativos) correlaciona significativamente con el SIMS. Ello puede ser una prueba del peso específico que tienen los síntomas disociativos en la simulación del TEPT (Bass y Halligan, 2014; Young, 2015). En cualquier caso, se trata de un hallazgo preliminar que requiere confirmación en estudios posteriores.
Los puntos de corte en las subescalas clínicas ya están descritos en un trabajo anterior (Echeburúa et al., 2016). En este estudio se establecen específicamente los puntos de corte para la subescala de simulación, que supone el 16% del total de los ítems de la EGS-F. La eficacia diagnóstica de la subescala, con un equilibrio adecuado entre la sensibilidad y la especificidad, es alta si se establece un punto de corte de 2 porque en este caso permite clasificar correctamente al 74% del grupo de probables simuladores (14 verdaderos positivos y 5 falsos negativos). Se han intercalado los 6 ítems de esta subescala a lo largo de la entrevista global, de modo que no se genere en la víctima un estilo defensivo que pueda contaminar la sinceridad de las respuestas.
La EGS-F puede ser, por tanto, un instrumento de interés para evaluar el TEPT en un contexto forense en víctimas de sucesos violentos (al menos, de violencia de género), e incluso en agresores que pueden manifestar este cuadro clínico (Echeburúa, Sarasua, Zubizarreta, Amor y Corral, 2010).
Este estudio presenta, sin embargo, algunas limitaciones. La muestra de ambos grupos ha sido mayoritariamente femenina y centrada especialmente en los delitos de violencia de género. Aun siendo estos grupos los mayoritarios, tanto en el ámbito clínico como en el forense, convendría en estudios posteriores replicar la validación forense de esta escala en hombres y en otro tipo de situaciones de victimización criminal, así como adaptarla a menores. Además, la muestra del grupo forense en este trabajo ha sido relativamente pequeña y sería bueno ampliarla en estudios ulteriores.
En cualquier caso, el desafío para los próximos años es contar con una variedad de instrumentos de evaluación, para adultos y menores, adecuados para el entorno forense (entrevistas, autoinformes, registros psicofisiológicos, test neuropsicológicos), sencillos de aplicación, con buenas propiedades psicométricas y validados en muestras españolas (Merten, Lorenz y Schlatow, 2010; Stewart, Tuerk, Metzger, Davidson y Young, 2016).
Conflicto de interesesLos autores de este artículo declaran que no tienen ningún conflicto de intereses.
Agradecemos a la Asociación de Psicólogos Forenses de la Administración de Justicia (APF) por su colaboración en el presente estudio.
