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Introducción
La Launay-Slade Hallucinations Scale (LSHS) es un instrumento de autoinforme ampliamente utilizado en la investigación del fenotipo psicótico. Su versión original1 constaba de 12 ítems dicotómicos, aunque múltiples revisiones y transformaciones se han realizado desde esa primera versión, un instrumento de autoinforme ampliamente adicionando o reemplazando ítems. Además, rápidamente se cambió del sistema dicotómico de respuesta a un sistema de respuesta tipo Likert, cuya estructura ha permanecido hasta la actualidad2, debido probablemente a las ventajas comparativas que brinda ese formato frente al dicotómico3.
Diversas soluciones factoriales se han obtenido desde que en el estudio original se reportaron dos dimensiones básicas: Tendencia a las experiencias alucinatorias y respuestas negativas. Estructuras de dos4, tres5,6 y cuatro dimensiones7,8 se han reportado en grupos poblacionales de diferentes países, lo que brinda evidencia importante del papel de la cultura en los procesos evaluados.
En español, se han reportado estructuras de dos9 y cuatro dimensiones10 sobre dos versiones del LSHS de 12 y 13 ítems, respectivamente. Utilizando la versión de 12 ítems con respuesta tipo Likert de cuatro opciones, Tamayo-Agudelo et al.11, reportaron una estructura de dos factores en población general, semejante a la reportada por Fonseca Pedrero et al.9.
Cabe resaltar que la literatura especializada indica que no existen diferencias importantes entre hombres y mujeres con relación a algunos síntomas cognitivos como las alucinaciones12,13, pese a que en otros reportes no es concluyente14, aunque en la mayoría de los casos se trata de estudios descriptivos, sin profundizar en aspectos vinculados a los modelos de medición ni variables latentes. Sin embargo, los estudios con el LSHS mencionados anteriormente, no han realizado análisis de invarianza según el sexo para la LSHS; es decir, no existe evidencia de que la estructura factorial, así como la relación entre factores, sea similar entre hombres y mujeres. Este vacío fue parcialmente subsanado por Fonseca-Pedrero et al.9, al realizar un análisis diferencial del funcionamiento de los ítems (DIF) entre estudiantes hombres y mujeres de una universidad española, concluyendo que no existen diferencias en cuanto a la propensión a las alucinaciones. Con todo, no se han realizado estudios de invarianza utilizando modelos de ecuaciones estructurales con las diversas versiones del LSHS, y menos aún en el contexto latinoamericano, donde aún es un área de vacancia en lo que a investigación respecta.
En este panorama, y dada la extensa importancia de la LSHS en los últimos años, es relevante descartar el potencial sesgo que podría generar errores sistemáticos de medida15, dado que afectarían directamente la valoración que puedan hacerse de las puntuaciones obtenidas. Además, implementar este procedimiento permitiría conocer si la medición realizada posee el mismo significado sustantivo sin importar el sexo del evaluado, para que de ese modo las comparaciones que sean realizadas más adelante estén justificadas16.
Por ello, el objetivo principal en este estudio fue realizar un análisis de invarianza de medición y estructural de la LSHS-R, versión de 12 ítems, en una muestra incidental de hombres y mujeres de población general colombiana, con el ánimo de establecer si es posible considerar como equivalente la estructura bidimensional encontrada en análisis previos. La hipótesis de investigación indica que la LSHS-R presentará una estructura similar entre los grupos analizados tal y como fue encontrado por Fonseca-Pedrero et al., a través de la metodología DIF.
Método
Diseño y participantes
Se realizó un estudio instrumental de tipo transversal. El muestreo fue no probabilístico y ninguna persona recibió compensación monetaria por su participación. Fueron evaluados 350 habitantes de la ciudad de Medellín, Colombia (64,3% mujeres), con un promedio de edad de 28,62 años (DE = 11.518). La media de edad para los hombres fue de 29,54 (DE = 11,52) y para las mujeres de 28,11 (DE = 11,51), sin diferencias estadísticamente significativas entre sexos (t[348] = 1,119; p = 0,264; d = 0,12). La mayoría de participantes pertenecía al estrato socioeconómico medio-bajo (78,9%) con formación educativa básica (Bachiller-Técnica = 32,9%) seguido de estudiantes universitarios (31,4%). La investigación fue aprobada por el Comité de Bioética del Centro de Investigaciones de la universidad del segundo autor.
Instrumentos
Launay-Slade Hallucinations Scale-Revised (LSHS-R). Fue utilizada la versión en español de 12 ítems, que consta de cuatro categorías de respuesta (ciertamente no se aplica, posiblemente no se aplica, posiblemente se aplica y ciertamente se aplica). Reportes previos en población colombiana11, muestran una estructura de dos factores (experiencias alucinatorias y hechos mentales vívidos) con niveles aceptables de confiabilidad.
Procedimiento
Los autores declaran que los procedimientos seguidos se conformaron a las normas éticas del comité responsable y de acuerdo con la Declaración de Helsinki. Luego de leer y firmar el consentimiento informado, los participantes respondieron la LSHS-R individualmente. Posteriormente, los datos fueron tabulados para llevar a cabo un análisis descriptivo de los ítems, tanto de las medidas de tendencia central, como sus características distribucionales (asimetría y curtosis).
Seguidamente, fue realizado un análisis de invarianza de medición e invarianza estructural entre la muestra de hombres y mujeres, utilizando un análisis factorial de grupo múltiple16 llevado a cabo con el programa EQS 6.2. Fue usado el método de máxima verosimilitud robusto, matrices de covarianzas y los índices de ajuste más comunes: comparative fit index (CFI), root mean square error of aproximation (RMSEA), standardized root mean square residual (RSMR) y la prueba general χ2 con la corrección Satorra-Bentler17.
Este análisis tuvo lugar después de identificar qué modelo, entre los dos más robustos de un estudio previo en población colombiana11, poseía evidencias más favorables. El modelo M1 presenta dos factores, denominados hechos mentales vívidos (ítems 2, 3, 5, 6) y experiencias alucinatorias (ítems 7-12). El segundo modelo (M2), se configura de la misma forma, pero presenta dos ítems adicionales en el primer factor (hechos mentales vívidos: ítems 1-6).
La invarianza de medición consiste en evaluar consecutiva y acumulativamente el modelo en diferentes condiciones, cada una más estricta que la anterior. Por ejemplo, debe evaluarse inicialmente la igualdad de configuración total del instrumento entre los grupos (invarianza configuracional). Una vez que se determina que la estructura factorial del instrumento es similar, se especifica la igualdad de las cargas factoriales (invarianza métrica); y finalmente, de los interceptos (invarianza fuerte). Si fuera necesario, se plantea la igualdad de residuales (invarianza estricta)16.
Si bien es recomendable el uso de matrices policóricas debido al carácter ordinal de los ítems18, fueron utilizadas matrices de covarianzas. Se decidió así porque la evaluación de la invarianza configuracional y métricas sí permiten el uso de correlaciones policóricas, pero la evaluación de la invarianza fuerte (interceptos) no, admitiendo solo matrices de covarianzas. En este sentido, si los análisis se realizan con diferentes estrategias, los modelos no serían comparables. El riesgo asumido es que la magnitud de los índices de ajuste tienden a ser más bajos cuando se usan matrices de covarianzas, en comparación al uso de matrices de correlaciones policóricas19, pero en este contexto servirán solo para fines de comparación.
Una vez realizado esto, y de acuerdo con el tamaño muestral (n > 300), el grado de invarianza fue evaluado observando las variaciones en el CFI entre el modelo con menos restricciones (CFI1) y el que presenta más restricciones (CFI2) (CFI2-CFI1 < −0,01) y en el RMSEA (RMSEA2-RMSEA1 > 0,01520 entre modelos, así como de la racionalidad teórica de los hallazgos. Es decir, se espera que CFI2-CFI1 sea más grande que −0,01 y que RMSEA2-RMSEA1 menor que 0,015 para concluir a favor de la invarianza.
Luego del análisis de invarianza de medición, fue analizada la invarianza estructural, concretamente el estudio de la igualdad de las covarianzas interfactoriales (condición necesaria: invarianza métrica) y la comparación de medidas latentes (condición necesaria: invarianza fuerte)21. Para terminar, con respecto al análisis de confiabilidad, fue empleado el coeficiente ω22.
Resultados
Análisis descriptivo
El análisis preliminar indica que el promedio de los ítem 1-6 está cercano a la respuesta superior, y los últimos hacia la respuesta más baja (Tabla 1). Probablemente, sea por el constructo que evalúa cada grupo de ítems. Por otro lado, los ítems poseen indicadores distribucionales (asimetría y curtosis) dentro de lo esperado (± 1,5), así como índices estandarizados de asimetría con valores aceptables (SSI < 0,50), salvo por el ítem 10.
Tabla 1 Estadísticos descriptivos de los ítems según sexo
| Hombres | Mujeres | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Ítem | M | DE | g1 | SSI | g2 | M | DE | g1 | SSI | g2 |
| Ítem 1 | 2,392 | 0,966 | -0,043 | 0,023 | -1,010 | 2,600 | 1,000 | -0,319 | 0,159 | -0,959 |
| Ítem 2 | 2,176 | 1,017 | 0,341 | 0,165 | -1,034 | 2,209 | 1,029 | 0,266 | 0,126 | -1,132 |
| Ítem 3 | 2,520 | 0,980 | -0,057 | 0,030 | -0,985 | 2,609 | 1,017 | -0,286 | 0,138 | -1,017 |
| Ítem 4 | 2,240 | 1,058 | 0,335 | 0,149 | -1,107 | 2,427 | 1,046 | 0,019 | 0,009 | -1,191 |
| Ítem 5 | 2,232 | 0,968 | 0,330 | 0,176 | -0,848 | 2,280 | 1,042 | 0,158 | 0,073 | -1,204 |
| Ítem 6 | 2,288 | 1,076 | 0,269 | 0,116 | -1,191 | 2,347 | 1,058 | 0,021 | 0,010 | -1,28 |
| Ítem 7 | 1,848 | 0,899 | 0,713 | 0,441 | -0,484 | 1,982 | 1,077 | 0,641 | 0,276 | -0,970 |
| Ítem 8 | 1,992 | 0,971 | 0,445 | 0,236 | -1,034 | 2,178 | 1,120 | 0,317 | 0,127 | -1,337 |
| Ítem 9 | 1,712 | 0,896 | 1,014 | 0,631 | -0,004 | 1,738 | 0,976 | 0,983 | 0,515 | -0,352 |
| Ítem 10 | 1,392 | 0,694 | 1,644 | 1,704 | 1,718 | 1,342 | 0,728 | 2,105 | 1,987 | 3,495 |
| Ítem 11 | 1,880 | 1,013 | 0,623 | 0,304 | -1,048 | 1,849 | 1,002 | 0,765 | 0,381 | -0,737 |
| Ítem 12 | 1,688 | 0,902 | 0,997 | 0,613 | -0,204 | 1,649 | 0,919 | 1,137 | 0,673 | 0,049 |
Nota: M: media aritmética. DE: desviación estándar; g1: asimetría de Fisher; g2: curtosis de Fisher. SSI: índice estandarizado de asimetría.
Análisis preliminar de modelos de medición
Los modelos M1 y M2, ambos de dos factores oblicuos, fueron analizados de forma independiente en hombres y mujeres (utilizando matrices policóricas).
En cuanto a M1, el ajuste fue aceptable tanto para hombres como para mujeres. Con relación a M2, el ajuste fue pobre tanto para hombres, y un poco mejor para las mujeres (Tabla 2). Entonces, M1 presenta mayor soporte empírico, por lo que será el modelo que será sometido al análisis de invarianza de medición.
Tabla 2 Análisis de invarianza de medición y estructural de LSHS
| SB-χ2 | CFI | RMSEA (IC 90%) | SRMR | ||
|---|---|---|---|---|---|
| Análisis preliminara | |||||
| M1: Hombres | 63,285* | 0,940 | 0,083 (0,050 − 0,114) | 0,093 | |
| M1: Mujeres | 117,193* | 0,955 | 0,105 (0,084 − 0,072) | 0,125 | |
| M2: Hombres | 101,750* | 0,932 | 0,086 (0,060 − 0,111) | 0,104 | |
| M2 Mujeres | 117,193 | 0,943 | 0,106 (0,089 − 0,122) | 0,093 | |
| Invarianza de medición | |||||
| Mvar | 61,106* | 0,898 | 0,080 (0,046 − 0,112) | 0,082 | |
| Mmuj | 83,632* | 0,925 | 0,081 (0,059 − 0,102) | 0,066 | |
| Mconf | 150,563* | 0,911 | 0,084 (0,065 − 0,101) | 0,074 | |
| Mmet | 168,974* | 0,902 | 0,082 (0,065 − 0,098) | 0,097 | |
| Mfuer | 186,682* | 0,890 | 0,087 (0,070 − 0,103) | 0,097 | |
| Invarianza estructural | |||||
| Mcov | 168,922* | 0,899 | 0,085 (0,068 − 0,101) | 0,119 | |
| Mmed | 194,316* | 0,882 | 0,090 (0,073 − 0,106) | 0,097 | |
Nota
aLlevado a cabo con correlaciones policóricas;
*p < 0,001.
SB = Satorra-Bentler. CFI = comparative fit index. RMSEA = root mean square error of approximation. SRMR = standardized root mean square residual root mean square residual.
Invarianza de medición
Fue replicado el análisis de M1 en hombres (Mvar) y mujeres (Mmuj) utilizando matrices de covarianzas, con el fin de obtener modelos que puedan compararse con los derivados de las especificaciones propias del análisis de invarianza. Se mantuvo la tendencia del anterior análisis con matrices policóricas (Tabla 2).
Inicialmente se evaluó la invarianza configuracional (Mconf), la cual obtuvo índices de ajuste relativamente bajos, pero que no difieren del mostrado por cada grupo de forma individual. Esto servirá como línea de base para comparaciones (Tabla 2).
El ajuste derivado de las especificaciones para evaluar la invarianza métrica (Mmet) fue similar al anterior (Tabla 1), con cambios en el CFI (CFImet-CFIconf = −0,009), y RMSEA (RMSEAmet- RMSEAconf = −0,002) que indican la existencia de invarianza métrica entre hombres y mujeres (igualdad de cargas factoriales). Por último, al evaluar la invarianza fuerte (Mfuer), los resultados indican que las variaciones no fueron tan elevada como para considerarse significativas: CFIfuer-CFImet = 0,012, y RMSEAfuer-RMSEAmet = −0,005; lo que lleva a aceptar la presencia de invarianza fuerte.
En ninguno de los casos fue necesario llevar a cabo reespecificaciones (p.e., relajar restricciones), debido a que los resultados del test de Lagrange23 no reflejaron estadísticos tan elevados a nivel de ítem que ameriten un cambio en la especificación inicial.
Invarianza estructural
Fue comparada estadísticamente la igualdad de covarianzas interfactoriales (Mcov), es decir, si la relación entre los factores (hechos mentales vívidos y experiencias alucinatorias) es similar independientemente del sexo. El modelo fue comparado con Mmet, y debido a los resultados (CFIcov-CFImet = −0,003, y RMSEAcov-RMSEAmet = −0,003), se acepta la igualdad de covarianzas.
Finalmente, se llevó a cabo la evaluación de la igualdad de las medias latentes de los dos factores (Mmed) debido al cumplimiento de la invarianza fuerte (Mfuer). Los resultados indican que las medias latentes de hombres y mujeres son estadísticamente similares CFImed- CFIfuer = −0,008, y RMSEAmed – RMSEAfuer = 0,003.
Una comparación posterior a nivel de puntuaciones observadas indica que no existen diferencias significativas entre hombres y mujeres respecto a hechos mentales vívidos (t[348] = −0,682; p = 0,496; d = −0,057) y experiencias alucinatorias (t[348] = −0,510; p = 0,610; d = −0,076).
Discusión
El estudio de las diferencias entre hombres y mujeres con relación a los síntomas positivos y negativos de la esquizofrenia (p.e., alucinaciones) es tan vasto como complejo. No obstante, la mayor parte de la evidencia proviene de países europeos y de Norteamérica, donde existen otras condiciones de vida, de atención en salud, así como una menor brecha entre hombres y mujeres respecto a diversas esferas vitales (p.e., trabajo, familia, etc.), lo que afecta directamente la calidad de vida tanto personal24 como familiar25; por lo que es difícil generalizar a estas latitudes dichos hallazgos. Por ese motivo, el objetivo fue explorar la invarianza de medición y estructural del LSHS-R en Latinoamérica, concretamente en Colombia, a fin de determinar si la estructura teórica del instrumento es similar entre hombres y mujeres.
Los resultados indican que tanto la estructura de dos dimensiones, como la relación entre factores, son estadísticamente similares entre hombres y mujeres bajo diferentes condiciones de restricción del modelo. Además, los resultados brindan más evidencia a favor de la confiabilidad de la LSHS en población colombiana. Estos resultados posibilitarían hacer una comparación entre grupos con mayor sustento, ya que no existirían evidencias de sesgo a favor de ninguno de los grupos. Respecto a ello, los resultados indican que el desempeño de hombres y mujeres en el LSHS-R en ambas dimensiones fue similar, lo que coindice con la literatura previa, es decir, no existen diferencias9,12,13.
Estudios ya clásicos en la búsqueda de diferencias de género en el fenotipo psicótico han reportado mayor frecuencia de alucinaciones auditivas en mujeres con diagnóstico de esquizofrenia comparado con los hombres26. Este mismo patrón fue reportado en población general27. Investigaciones recientes han encontrado diferencias en otros aspectos del espectro psicótico como síntomas negativos más frecuentes en hombres, síntomas afectivos más prominentes en mujeres mientras que se han encontrado equivalencias estadísticas en los reportes de síntomas positivos28.
Visto lo anterior, los resultados de la presente investigación, favorecen investigaciones futuras con población clínica. En efecto, la LSHS-R se centra en aspectos cognitivos que han sido agrupados de diversas maneras de acuerdo con los tipos de análisis factoriales realizados históricamente a la prueba. Algunos ítems pertenecientes a la escala de hechos mentales vívidos, se asocian a ensoñaciones diurnas, mientras que en la dimensión experiencias alucinatorias se agrupan ítems que exploran por alucinaciones auditivas, visuales y de contenido religioso. La invarianza factorial descrita, permitirá entonces que estudios posteriores exploren la sensibilidad de la escala en la determinación de experiencias alucinatorias determinantes en la fenomenología de los trastornos psicóticos.
Por otro lado, en el estudio colombiano11, utilizando un método bayesiano para la comparación de medias, los investigadores encontraron diferencias creíbles entre pacientes diagnosticados con esquizofrenia y población general (sin diferenciar hombres y mujeres) en la dimensión de hechos mentales vívidos Entre tanto, no se encontraron diferencias en experiencias alucinatorias. Los autores argumentaron que el hecho de que las diferencias entre grupos no descansaran en el factor claramente definitorio de diagnóstico psicótico se debía a que los pacientes no se encontraban en fase activa de la enfermedad, y en esa medida sus puntajes se solapaban con las personas de población general. No obstante, dado el número reducido de pacientes de aquel estudio no es posible observar si acaso podrían encontrarse diferencias entre hombres y mujeres en las dimensiones. Esta podría ser otra vía de investigación futura abierta por el presente estudio.
Como toda investigación, esta no carece de limitaciones. La clásica incidentalidad de la muestra es la más evidente, así como el tamaño muestral. No obstante, un aspecto que se debe resaltar es que la muestra no fue recolectada en población universitaria totalmente, como es lo usual en muchos de los estudios de este tipo. Además, a pesar de las diferencias en cuanto al tamaño muestral de los grupos, fueron obtenidos indicadores robustos, aunque queda pendiente para futuras investigaciones ampliar la muestra a fin de replicar los hallazgos. La segunda limitación es que a los participantes no se les aplicó ninguna prueba de tamizaje para descartar trastornos psiquiátricos. En posteriores estudios se deben aplicar otras pruebas diagnósticas antes de la aplicación de la LSHS para confirmar los presentes hallazgos.
