Escala de Gravedad de Síntomas del Trastorno de Estrés Postraumático según el DSM-5: versión forense (EGS-F)

La 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).

Escala 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 (? = .91), así como para los cuatro núcleos de síntomas específicos del TEPT (valores ? 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 (? = .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 (? = .94) como para las cinco escalas específicas referidas a la simulación de síntomas ( González Ordi y Santamaría, 2009 ): psicosis (? = .90), deterioro neurológico (? = .85), trastornos amnésicos (? = .90), baja inteligencia (? = .69) y trastornos afectivos (? = .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.

A 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.

Se 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 ? 2 y el coeficiente phi (?) (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.

Se 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).

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).

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).

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).

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).

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).