Estudio de validación de la escala de alexitimia de toronto (TAS-20) en muestra española.

El vocablo alexitimia es un neologismo que etimológicamente significa falta de palabras para expresar los sentimientos. El término fue acuñado por Sifneos (1972), con el fin de sintetizar los rasgos caracteriales que autores como Ruesch (1948), Marty & M’Uzan (1963) y Nemiah y Sifneos (1970) venían atribuyendo a los enfermos psicosomáticos.



El concepto de la alexitimia engloba una constelación de rasgos tales como: (a) pobre conciencia emocional, (b) dificultad para expresar verbalmente los sentimientos, (c) una vida imaginativa casi inexistente, (d) pensamiento concreto, centrado en detalles externos, con escasa creatividad y (e) clara distorsión en la autoevaluación. La alexitimia presenta como factor central un déficit de la función simbólica; es decir, incapacidad para expresar el mundo vivencial interno, en palabras, ensueños y fantasías.



Desde la introducción del constructo, la investigación se ha centrado fundamentalmente en la medición. Se argumenta que si existe, entonces se podrá cuantificar.

Hasta mediados de los 80, dominaron las escalas clínicas como el Beth-Israel Questionnaire (BIQ) de Sifneos (1973) y las técnicas proyectivas como el Test de las Manchas de Tinta de Rorschach (Vogt, Burckstrummer, Ernot, Meyer y Rad, 1977), el Tematic Aperceptive Test (TAT) (Lolas y von Rad, 1977), el Arhetypal Test-9 (AT-9) (Demers-Desrosiers, 1982) y Scored Archetypal Test-9 (SAT-9) (Cohen, Demers-Desrosiers y Catchlove, 1983); pues las medidas de autocuestionario desarrolladas resultaban un total fracaso, medidas como la Schalling-Sifneos Personality Scale (SSPS) de Apfel y Sifneos (1979) y la MMPI-Alexithymia Scale (MMPI-AS) de Kleiger y Kinsman (1980).



El AT-9 fue creado por Yves Durand, en 1967, en base a una teoría antropológica de la imaginación. En 1982, Demers-Desrosiers, lo aplicó al estudio de la alexitimia. Al resultar el AT-9 una medida del constructo válida, fiable y sensible, toma mayor peso la teoría del déficit de la imaginación simbólica como rasgo central de la alexitimia. En 1983, Cohen, Demers-Desrosiers y Catchlove publicaron una versión cuantificada del Test que fue denominada SAT-9. No obstante, las medidas clínicas y proyectivas de la alexitimia como el Rorschach y el TAT han sido criticadas por su baja validez interjuez (Taylor, 1984). Problema ausente en el SAT-9 con un índice k de 0,98 (Cohen, Auld, Demers-Desrosiers y Catchlove, 1985).



Con la publicación de la Escala de Alexitimia de Toronto de 26 elementos (TAS26), en 1985, por Taylor, Ryan y Bagby, cambia el panorama de la medición, al resultar una escala de autocuestionario fiable y válida, sin los problemas de confiabilidad de las medidas proyectivas como el Rorschach y el TAT. Con el fin de mejorarla, en 1992, Taylor, Bagby y Parker publica la TAS-23, y en 1994, Bagby, Parker y Taylor desarrollan la TAS-20. La TAS presenta, como primer factor, un déficit en la discriminación de señales emocionales, esto es, dificultad para diferenciar las reacciones afectivas de los síntomas y signos médicos. Factor que ha abierto la vía a diversas teorías cognitivas.

En el presente estudio, vamos a validar en población española la TAS-20. Escala que originariamente fue desarrollada en muestra canadiense anglófona. El diseño de nuestro estudio, en gran parte, se toma del estudio original de Bagby, Taylor y Parker (1994). Se pueden citar, como trabajo previo, con esta escala en población española, la adaptación de Martínez-Sánchez (1996), que informa de buenos índices de fiabilidad y validez.



Nuestra publicación presenta unos datos confirmatorios sobre fiabilidad, estructura factorial, distribución y baremos de los ya publicados por Martínez-Sánchez (1998) y aporta nuevos datos sobre la validez de la escala, al estudiar la correlación de la TAS-20 con el SAT-9 y el modelo de los Cinco Grandes factores de Costa, McCrae y Die (1991).



Se emplea una traducción de la TAS-20 (ver Apéndice) algo distinta de la de Martínez-Sánchez (1996) en cuanto que fueron estudios simultáneos en el tiempo y no coordinados. No se publicó antes en cuanto que los datos formaban parte de una tesis doctoral (“El estudio de la constelación alexitímica en el Rorschach y el Análisis de Sueños”). La presente versión al castellano se fijó en base al método de traducción inglés-español, retraducción español-inglés. Gran parte de nuestro interés por el SAT-9 reside en que mide indirectamente alexitimia, introduciéndose en el déficit de simbolización. Rasgos que se postula como central de la alexitimia.



Se va estudiar el ajuste de las escalas a una distribución normal, sus baremos, y el efecto diferencial del sexo, la edad y los estudios. La edad sí aparece como un factor significativo en la mayoría de los estudios, con una correlación baja e inversa. El sexo y los estudios varía de unos estudios a otros. Los hombres y personas con estudios primarios tienden a puntuar más. En cuanto a la estructura factorial, se toma la hipótesis de solución trifactorial que explica el 31% de la varianza para la TAS-20 hallada por Bagby, Parker y Taylor (1994); de ahí que la consistencia interna reportada es moderadamente alta (a=0,81).



Para el estudio de la validez se emplea un doble enfoque, correlacional y diferencial. En el estudio correlacional, por una parte, se calcula la correlación de la TAS-20 con la otra medida de alexitimia, SAT-9; y por otra parte, con los factores del BFQ de Costa, McCrae y Die (1991) y con una escala de Distorsión autoevaluativa. En el estudio diferencial, se contrasta si la escala es capaz de diferenciar una muestra clínica psicosomática de una muestra control. Además se estudia los índices de especificidad y sensibilidad de la TAS-20 respecto del SAT-9 y viceversa, empleando como punto de corte, para definir el caso, una desviación típica respecto de la media. La validación del SAT-9 se desarrolla en otro artículo.

En el estudio de la validez se acude al BFQ y una escala de Distorsión para reproducir el primer estudio de validación de la TAS-20 publicado por Bagby, Taylor y Parker (1994). En base a los datos canadienses se espera, para la TAS-20, correlación significativa con los factores de Estabilidad Emocional (EE), Apertura Mental (AM) del BFQ y correlación no significativa con la Deseabilidad Social o Distorsión en la autoevaluación (D). Se pronostica una correlación alta (> -0.60) entre TAS-20 y SAT-9 y un mayor índice de especificidad (>0,80) que de sensibilidad (>0,70), tal como han hallado con otras medidas de la alexitimia Fava, Freyberger, Bech, Christodoulou, Sensky, Theorell y Wise (1995), empleando unos Criterios de Alexitimia al estilo de las definiciones politéticas del DSM-IV, el BIQ y la TAS-26, y Fukunishi, Hosaka, Aoki, Azekawa, Ota y Miyaoka (1996) con la TAS-26 y el BIQ.



En el estudio original de Bagby, Parker y Taylor (1994) con la TAS-20 se empleó una técnica de análisis factorial confirmatorio con una solución oblicua para comprobar si aparece la misma estructura tridimensional en una muestra control y en una muestra clínica (psiquiátrica ambulatoria donde dominan cuadros psicosomáticos y somatomorfos). A su vez, se comprobó si la escala es capaz de discriminar las dos muestras. En el presente trabajo sólo se contrasta su poder discriminativo. Se predice una media significativamente superior de grupo clínico en la TAS-20.

MÉTODO



3.1. INSTRUMENTOS DE MEDIDA



- Escala de Alexitimia de Toronto de 20 elementos (TAS-20) de Bagby, Parker y Taylor (1994) traducida al español para el presente trabajo (Ver Apéndice). Se trata de una escala de 20 reactivos tipo Likert con 6 puntos de variación por elemento (de 0 a 5). Se ajusta a una curva normal N(47,29; 10,36), según los datos Bagby, Parker y Taylor (1994), y presenta una estructura ortogonal tridimensional que explica el 31% de la varianza, FactorI (1, 3, 6, 7, 9, 13 y 14), FactorII (2, 4, 11, 12 y 17) y FactorIII (5, 8, 10, 15 16, 18, 19 y 20), con una consistencia interna alta (a=0,81).



- Cuestionario Arquetípico de los 9 elementos Codificado (SAT9) de Cohen, Demers-Desrosiers y Catchlove. (1983) traducido al español para el presente trabajo y con un formato para aplicación tanto colectiva como individual. Se puede ver en nuestro artículo, Adaptación española del Test Arquetípico de los 9 Elementos Cuantificado (SAT-9). La escala tiene un reccorrido potencial de valores comprendidos de 0 a 209. Según nuestros datos con muestras españolas de carácter control (N=150), su distribución se ajusta a una curva normal N(71; 7,32). La escala consta de dos agrupaciones (SAT9 = Parte I + Parte II) , la primera es la suma de 4 variables (Parte I = DI + EI + RI+ SI)) y la segunda de dos (Parte II = DII+EII). A su vez cada una de estas 6 variables consta de la suma ponderada de nueve fuentes de variación (Caída, Espada, Refugio, Monstruo, Elemento Cíclico, Persona, Agua, Animal, Fuego). DI (Dibujo) posee un recorrido entre 0 y 14, EI (Explicación) entre 1 y 14, RI (Rol) entre 0 y 4.5, SI (Símbolo) entre 0 y 4.5, DII (Interacción en el dibujo) entre 0 y 86. Por último EII (Interacción en la explicación) entre 0 y 86. Cada una de estas 6 variables puede ser considerada como variable de intervalo. El cuestionario SAT9, en base a nuestros datos, presenta una estructura factorial unidimensional que explica el 75% de la varianza, con una consistencia interna alta (a=0,91). Su confiabilidad es del 92%.



- Cuestionario de los 5 Grandes Factores (BFQ) de Costa, McCrae y Die (1991). Se empleó la adaptación española de TEA (1995) que incluye una escala de Distorsión autoevaluativa.



3.2. MUESTRAS EMPLEADAS EN EL ESTUDIO



- Muestra normativa de la TAS-20. Está constituida por 196 sujetos. 79 son pacientes de la interconsulta y la consulta externa de psiquiatría del hospital Ramón y Cajal (H.RyC), 36 son estudiantes de 3º de Economía de Empresa del Colegio de Estudios Universitarios San Pablo (CEU), 37 son estudiantes de 5º de medicina de la Universidad de Alcalá de Henares (UAH) y 44 son funcionarios del Centro de Investigaciones Energéticas, Medio-Ambientales y Tecnológicas (CIEMAT). Se administró, colectivamente, la TAS-20. La edad media es de 36 años. Hay un 61% de jóvenes (20 a 39 jóvenes), 29% de maduros (40 a 59) y un 10% de ancianos (60 o más). Un 47% de personas tienen estudios superiores, el 38% elementales y un 15% medios. Hay equivalencia estadística (50%) por la prueba binomial (p=0,22) entre hombres (n=107) y mujeres (n=89) .

El tipo de patología que se encuentra en la submuestra de pacientes (n=79) es de carácter psicosomático (8 casos de úlcera péptica, 7 de migrañas, 6 de hipertiroidismo, 5 de descompensaciones diabéticas, 5 de dolor asociado a enfermedad médica y factores psicológicos, 4 de hipertensión esencial, 3 de cáncer de mama, 2 de asma bronquial, 2 de alergias, 1 de colitis ulcerosa y 1 de dermatitis atópica,) y somatomorfo (11 de cefalea tensional, 9 de colon irritable, 7 de dolor somatomorfo, 3 de mareos, 2 de dismenorrea, 2 de prurito, 1 de ulceraciones y eccemas). En el 42% hay comorbilidad de trastornos afectivos (distimia y trastorno adaptativo) y en un 26% de trastornos de la personalidad (tipo depresivo, evitativo y dependiente).



El retest de la TAS-20 se realizó en la submuestra de estudiantes de 5º de medicina. De los 37 sujetos iniciales participaron: a los 6 meses, 29; y al año, 27.



- Muestra para el estudio de la validez correlacional. Consta de 144 estudiantes de 2º de medicina de la UAH, a quienes se les administró colectivamente tres cuestionarios (a) TAS-20, (b) SAT-9 y (c) BFQ. Como método para controlar el efecto de la fatiga se empleó la equiponderación total. Se asignó 24 sujetos a cada una de las 6 secuencias (abc, acb, bac, bca, cab y cba).





3.3 PROCEDIMIENTO Y MÉTODO ESTADÍSTICO



- Ajuste de la distribución de la escala a una curva normal: Se contrasta por la prueba de Kolmogorov-Smirnov.

- Consistencia interna: Se estima por la a de Cronbach

- Fiabilidad temporal: Se calcula por la correlación test-retest sobre los 6 meses en la TAS20 y el SAT9; y al año, sólo en la TAS20.

- Estructura factorial: Se determina por el Análisis Factorial de Componentes Principales con una rotación por el método Varimax.

- Validez: Correlación lineal de Pearson entre las dos escalas TAS-20 y SAT-9, así como correlación lineal de ambos instrumentos con los factores y subfactores del BFQ y con la escala de deseabilidad social (D).

- Sensibilidad: Cociente entre el número de casos positivos de alexitimia (a una alfa de la media) en que concuerdan los dos tests y todos los casos positivos del test criterio.

- Especificidad: Cociente entre el número de casos negativos de alexitimia (a una alfa de la media) en que concuerdan los dos tests y todos los casos negativos del test criterio.

- Efecto diferencial del sexo y validez por diferencia entre muestra control y clínica: Se contrasta por una t de Student. El supuesto de homocedasticidad, por la prueba F de Fisher-Snedecor.

- Efecto diferencial de los estudios (primarios, secundarios y superiores) y la edad: Se estudia por medio del Análisis de Varianza. La homocedasticidad se estudia por el Test de Levene de Igualdad de Varianzas Erráticas. La Diferencia Mínima Significativa entre medias se calcula por la prueba LSD, si se puede mantener el supuesto de homocedasticidad; y la prueba de Tamhane’s T2, si no se puede mantener dicho supuesto.

Se confirman las expectativas en cuanto a la consistencia interna (a =0,82), estruc-tura trifactorial (que explica el 32.5% de la varianza total), tipo de distribución (normal) y baremos (N(45; 15)), así como respecto a la fiabilidad temporal (a las 24 semanas la correlación test-retest es r12 = 0,72; y a las 48 semanas, r12 = 0,69). Los baremos de nuestra muestra normativa son, estadísticamente, equivalentes a los obtenidos por Martínez-Sánchez (1996), en población española (t=0.260; p>0.7948), y a los obtenidos por Bagby, Parker y Taylor (1994) (t= -1.979; p>0.0478).



Los tres factores obtenidos (ver Tabla1) concuerdan con los hipotetizados. El primero (definido por los elementos 1, 3 , 6 , 7, 9 , 13 y 14) se puede interpretar como dificultad para la discriminación de señales emocionales; el segundo (2, 4, 11, 12 y 17), como dificultad en la expresión verbal de las emociones; y el tercero (5, 8, 10, 15, 16, 18, 19 y 20), como pensamiento orientado hacia detalles externos.

Matriz factorial rotada de la TAS-20

Las variables sociodemográficas (ver Tabla2) reflejan diferencias por nivel de estudios (p<0,0000) (menor alexitimia, a mayor nivel de estudios) y por edad (p<0,0007) (menor nivel de alexitimia, a edades intermedias; y mayor nivel, entre adolescentes y ancianos). También tiende a ser significativo el factor sexo (p=0,014) (tienden a presentar mayor grado de alexitimia los varones). El efecto con mayor grado de significatividad fue la interacción edad-estudios (p<0,017) (mayor puntuación en el TAS-20 mayores de 60 con estudios primarios y menor puntuaciones jóvenes universitarios).

Estadísticos descriptivos por estudios y edad en TAS-20.

En cuanto a la correlación de las dos escalas TAS-20 y SAT-9 entre sí fue alta y negativa (-0.70). La Sensibilidad fue de 0.78 y la Especificidad de 0.95. El hecho de que la Especificidad sea mayor que la Sensibilidad es consonante con los resultados obtenidos en otras medidas de la alexitimia; por ejemplo, con los Criterios de Alexitimia de Fava, la TAS-26 y el BIQ (Fava y cols., 1995; Fukunishi y cols., 1996).



En relación al modelo de 5 factores (ver tabla 3) se obtiene una relación significativa e inversa con los factores de Estabilidad emocional (-0.50), Apertura metal (-0.45), Extraversión (-0.24) y Afabilidad (-0.18). Correlaciones que coinciden con el estudio de Canadá (Bagby, Taylor y Parker, 1994), con excepción de Afabilidad que no resultó significativa en las muestras canadienses, ni el estudio de Mann, Wise, Trinidad, y Kohanski (1995) con la TAS-26. No obstante, la relación entre alexitimia y afabilidad es consonante con el constructo, ya que refleja la falta de cordialidad, la escasa tendencia a cooperar con otras personas y la baja comprensión empática del sujeto alexitímico. La ausencia de esta relación en los estudios de Bagby y cols. (1994) y Mann y cols. (1995) podría atribuirse a la versión del BFQ empleada. Nosotros empleamos la de Costa, McCrae y Die de 1991, por el contrario los autores anteriores usaron la primera versión de McCrae y Costa de 1985.

Correlaciones de la TAS-20 y el SAT-9 con el BFQ

La muestra clínica presenta una media (51,82) significativamente mayor (t=3,36; p<0,000) que la muestra control (44,23). Lo que indica un mayor nivel de alexitimia en la muestra psicosomática tal como se esperaba, dando peso a la validez discriminativa de la escala.



Contra las expectativas de Bagby y cols. (1994) hemos obtenido una correlación significativa con la escala de Distorsión (0.32). Correlación que resultó también significativa en el estudio de Martínez-Sánchez (1996), empleando la misma escala que Bagby y cols, la de Deseabilidad Social de Marlowe-Crowne (1961). Uno de los objetivos al desarrollar la TAS-20 era eliminar todos los elementos que tuviesen correlación significativa con Deseabilidad Social que correspondían al factor de vida fantasmagórica pobre. Objetivo que en la adaptaciones españoles no se ha logrado. Siendo los índices de fiabilidad y validez equivalentes a su versión anterior (TAS-26) no se puede afirmar que la TAS-20 sea una aportación muy relevante a la mediación de la alexitimia, en población española, respecto a la TAS-26. Así Rodrigo, Lusuiardo y Normey (1989, 92), en muestras uruguayas, y Ayuso (1991), en muestras españolas, hallaron unos índices de consistencia interna para la TAS-26 de 0.78 a 0.83 y de fiabilidad temporal a corto plazo (3 semanas) de 0,81, donde una solución factorial tetradimensional ortogonal, totalmente concordante con la canadiense, explicaba el 41% de la varianza. Al elaborarse la TAS-20 se perdió el factor de ensueños o vida fantasmagórica, cuya estimación es importante en la alexitimia. La producción espontanea de ensueños refleja la actividad de la fantasía, cuya función es simbolizar las emociones y darle cabida en la vida consciente. Función que se postula que es deficitaria en la alexitimia.

- Se puede concluir que la TAS-20 es un criterio de alexitimia fiable y válido. La adaptación de la TAS20 se podría tomar como válidas para toda la población española. Esta afirmación se puede sostener por la homogeneidad entre nuestros resultados y los obtenidos por otra adaptación de la escala a la población española, publicada, en 1996, por Martínez-Sánchez, y realizada en Murcia. No obstante, no aporta nada nuevo respecto a su versión anterior la TAS-26, pues la ausencia de correlación con Deseabilidad Social no fue alcanzada, y sí se pierde el factor de ensueños.



- La TAS-20 presenta una distribución normal y una estructura factorial tridimensional muy estable en estudios transculturales y congruente con el constructo.



- TAS-20 respecto al SAT-9 es más específica que sensible, es decir presenta mayor capacidad para captar la ausencia del rasgo que su presencia.



- En relación al modelo de los 5 Grandes Factores de Costa y McCrae (1985, 91), la TAS-20 se relaciona de forma consistente con la Estabilidad emocional y la Apertura mental. En menor grado con la Energía y la Afabilidad, y es independiente del Tesón.



- Tanto el sexo, como la edad y los estudios resultan factores diferenciales significativos. Existe un claro efecto evolutivo-educacional en la alexitimia, evidenciado por la significación de la interacción edad-estudios en las dos escalas. El mayor nivel de alexitimia aparece entre mayores de 60 años con estudios primarios o inferior. Por contra, el menor nivel de alexitimia corresponde a jóvenes universitarios.

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CUESTIONARIO ADAPTADO TAS20: ESCALA DE ALEXITIMIA DE TORONTO DE 20 ELEMENTOS

Señale, con un círculo, el grado en que estas características se ajusten a su modo de ser habitual. En caso de equivocarse tache con una cruz y ponga un círculo en la opción correcta. Conteste lo más sinceramente posible.