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Anales de Psicología

On-line version ISSN 1695-2294Print version ISSN 0212-9728

Anal. Psicol. vol.35 n.1 Murcia Jan./Mar. 2019

http://dx.doi.org/10.6018/analesps.35.1.338381 

Psicología Jurídica y Forense

Una revisión meta-analítica de las respuestas en escalas clínicas y reestructuradas del MMPI-2/MMPI-2-RF de padres en disputa por la custodia

Laura Redondo1  , Francisca Fariña1  , Dolores Seijo2  , Mercedes Novo2  , Ramón Arce2 

1Departamento AIPSE, Universidad de Vigo, España.

2Psicología Organizacional, Jurídica Forense y Metodología de las Ciencias del Comportamiento, Universidad de Santiago de Compostela (España).

Resumen

La evaluación de las capacidades parentales para el ejercicio de la guarda y custodia de los hijos incluye el ajuste psicológico y la psicopatología. En esta evaluación, además, se ha de sospechar disimulación. El instrumento psicométrico de referencia para dicha evaluación es el MMPI. Para conocer de lo informado por los progenitores en disputa por la custodia nos planteamos una revisión meta-analítica de las escalas clínicas y las escalas clínicas reestructuradas. Encontramos 21 estudios primarios con progenitores (se descartaron los diseños de simulación de progenitores en disputa) de los que obtuvieron 291 tamaños del efecto para las escalas clínicas y 1 para las reestructuradas. Los resultados mostraron un tamaño del efecto promedio positivo, significativo, y generalizable en las escalas Hy, Pd y Pa; negativo, significativo y generalizable en las escalas Ma y Si y no generalizable en las escalas Pt y Sc; y un tamaño del efecto promedio insignificante en las escalas Hs y D. Se estudió el género como moderador, no hallándose diferencias entre padres y madres. Se discuten las implicaciones de los resultados para la práctica forense.

Palabras clave: Disputa por la custodia; MMPI-2; Escalas clínicas; Escalas restructuradas; Separación; Capacidad parental

Introducción

Las directrices que guían la actuación del psicólogo forense en casos de familia en disputa por la guarda y custodia de los hijos señalan como objetivo central la evaluación de las necesidades de los hijos, las habilidades parentales para la satisfacción de dichas necesidades y la búsqueda del ajuste entre ambas. La evaluación de las habilidades parentales tiene como objeto identificar las destrezas para dar respuesta a las necesidades de los hijos, así como las carencias que puedan tener efectos sobre la capacidad parental. Entre éstas últimas está la condición clínica (psicopatología y ajuste psicológico) por el potencial efecto que puede tener en la capacidad parental para atender a las necesidades de los hijos (American Psychiatric Association (APA), 2010; Martindale, Martin, Austin, & the Task Force Members, 2007; Arce, Arch, Fariña, Muñoz, y Seijo, 2016), llegando incluso en los casos más graves a incapacitar a los padres para el ejercicio de la guarda y custodia (Arce, Fariña, y Seijo, 2005). Además, en el contexto forense siempre se ha de sospechar un sesgo intencionado en las respuestas de los evaluados, lo que implica un diagnóstico diferencial, en este contexto, de disimulación. Todo ello requiere de una aproximación multi-método (Graham, 2011): entrevista clínica e instrumentación psicométrica. La entrevista clínica estándar (First, Williams, Karg, y Spitzer, 2015) no es válida para la evaluación de la disimulación (Alonso, Moscoso, y Salgado, 2017). Por ello se creó la entrevista clínico-forense (Vilariño, Arce, y Fariña, 2013) que incluye una herramienta de evaluación de la disimulación. No obstante, no clasifica correctamente toda la disimulación, precisando de medidas complementarias. Así pues, la instrumentación psicométrica no sólo ha de evaluar la psicopatología y el ajuste psicológico, sino también la disimulación en todas sus formas (Strong, Greene, Hoppe, Johnston, y Olesen, 1999). El instrumento que cumple con los requerimientos de la evaluación forense, medida de la disimulación, así como del ajuste psicológico y que, además, es el de más uso (>90% de los casos de disputa por la custodia) entre los psicólogos forenses para estos cometidos, es el MMPI (Ackerman y Pritzl, 2011; Quinnel y Bow, 2001), actualmente el MMPI-2 (Arce, Fariña, Seijo, y Novo, 2015) y el MMPI-2-RF (Sánchez, Ampudia, Jiménez, y Amado, 2017). Para la evaluación de la psicopatología y el ajuste psicológico, el MMPI-2 (Butcher, Dahlstrom, Graham, Tellegen, y Kaemmer, 1989) tiene 9 escalas clínicas (originalmente eran 10, pero la escala Masculinidad-feminidad5-Mf) porque ha sido retirada de los manuales de clasificación de enfermedades mentales como enfermedad): Hipocondriasis (1-Hs), Depresión (2-D), Histeria (3-Hy), Desviación psicopática (4-Pd), Paranoia (6-Pa), Psicastenia (7-Pt), Esquizofrenia (8-Sc), Hipomanía (9-Ma) e Introversión Social (0-Si). La escala Hs (32 ítems) evalúa la preocupación excesiva por la salud y la manifestación de quejas somáticas sin base, o con pequeña base, orgánica, y que persisten en las misma a pesar de la evidencia médica en contra de las mismas. La escala D (57 ítems) mide la sintomatología depresiva que se caracteriza por moral baja, carencia de esperanza en el futuro e insatisfacción general con uno mismo. La escala Hy (60 ítems) recoge quejas físicas específicas y una evaluación y actitudes positivas de sí mismos y los demás. La escala Pd (50 ítems) evalúa relaciones problemáticas con la familia y problemas con la autoridad, auto-alienación, alienación social y frialdad social. La escala Pa (40 ítems) evalúa ideas de persecución (Pa1); nerviosismo, sensibilidad intensa a la crítica, sentimientos de soledad e incomprensión (Pa2); y negación de desconfianza y hostilidad y afirmación de altos estándares morales, confianza, generosidad, altruismo, honestidad y actitudes muy optimistas sobre otra gente (Pa3). La escala Pt (48 ítems) evalúa la incapacidad para resistir a pensamientos o acciones a pesar de su naturaleza desadaptativa, miedos anormales, auto-crítica, dificultades de concentración y sentimientos de culpabilidad. La escala Sc (78 ítems) mide alienación social, esto es, sentimientos de que son maltratados, incomprendidos y no queridos (Sc1); alienación emocional, es decir, sentimientos de temor, depresión y apatía (Sc2); ausencia de control del yo, cognitivo, esto es, procesos extraños de pensamiento, sentimiento de irrealidad, dificultades de concentración y memoria (Sc3); ausencia de control del yo, conativo, que implica que piensan que la vida les es extraña, preocupación excesiva, y en situaciones de estrés se refugian en la fantasiosa y la ensoñación (Sc4); ausencia de control del yo, inhibición defectuosa, esto es, carencia de control de las emociones e impulsos propios (Sc5); y experiencias sensoriales extrañas tal como sensibilidad en la piel y otras experiencias sensoriales inusuales, alucinaciones, pensamientos insólitos e ideas de referencia (Sc6). La escala Ma (46 ítems) evalúa síntomas hipomaníacos (e.g., irritabilidad, excitabilidad, fuga de ideas) y depresivos, relaciones familiares, valores morales, y preocupaciones físicas o corporales. La escala Si (69 ítems) mide la tendencia al retraimiento social, asertividad y habilidades sociales. Tellegen et al., (2003) desarrollaron las escalas clínicas reestructuradas con dos objetivos en mente. Primero, minimizar la relación entre las escalas clínicas fruto del malestar subjetivo general y el afecto negativo común a todas ellas. Para ello crearon la escala Desmoralización (Rcd) que recoge los ítems que miden el malestar subjetivo y el afecto negativo. Segundo, una vez retirados estos ítems de las escalas clínicas, pasaron a construir las escalas clínicas reestructuradas identificando los componentes principales, substantivos y distintivos de cada una, resultando las escalas Quejas somáticas (Rc1; 74.1% de solapamiento con 1-Hs), Escasez de emociones positivas (Rc2; 47.1% de solapamiento con 2-D), Desconfianza (Rc3; 33.3% con 3-Hy), Conducta antisocial (Rc4; 40.9% con 4-Pd), Ideas persecutorias (Rc6; 76.5% con 6-Pa), Emociones negativas disfuncionales (Rc7; 33.3% con 7-Pt), Experiencias anormales (Rc8; 55.6% con 8-Sc) y Activación hipomaníaca (Rc9; 28.6% con 9-Ma). En la versión reestructurada del instrumento, el MMPI-2-RF, se prescindió de las escalas clínicas en beneficio de las escalas clínicas reestructuradas que también son computables en el MMPI-2 pues todos los ítems del MMPI-2-RF están en éste. De este modo, las escalas clínicas reestructuradas correlacionan (Tellegen et al., 2003) con sus equivalentes escalas clínicas (la escala Rcd no tiene equivalente entre las clínicas) a excepción de la escala 3 (Hy/Rc3) que en la clínica reestructurada en la que se prescindió de los síntomas somáticos, que pasaron a la escala Rcd, manteniendo únicamente los referidos al cinismo. No obstante, las escalas RC6 y Rc8 también hay cambios muy relevantes en los contenidos de la medida. Así, la escala RC6 se centra en las ideas de persecución (Pa1), obviando los ítems de Pa2 y Pa3 (éstos últimos con un signo contrario a las ideas persecutorias y que se espera se asuman en los casos de disputa por la custodia). Asimismo, la escala RC8 se centró en las experiencias aberrantes, obviando los ítems de relaciones familiares pobres, el control de impulsos, autoestima e identidad (es decir, los ítems eliminados son de relevancia para la evaluación de progenitores en disputa por la custodia). En consecuencia, las escalas clínicas y las reestructuradas no son totalmente intercambiables (Simms, Casillas, Clark, Watson, y Doebbeling, 2005).

La separación o divorcio conlleva daños en el ajuste psicológico de los miembros de la pareja y también de los hijos, específicamente en más síntomas ansiosos y depresivos y también en diagnósticos de ansiedad y depresión (Afifi, Cox, y Enns, 2006; Amato, 2010; APA, 2013; Blanco, Otero, López, Torres, y Vázquez, 2017; Bourassa, Allen, Mehl, y& Sbarra, 2017; Seijo, Fariña, Corras, Novo, y Arce, 2016; Zella, 2017). Sin embargo, en las evaluaciones en contextos forenses se ha hallado que los evaluados informan, en general, de normalidad. Esta discrepancia entre el daño esperado y el daño informado advierte deun error sistemático en la medida, la disimulación. Sucintamente, se estima que en torno a 1/3 de los progenitores en disputa por la custodia se sospecha que los evaluados sesgan las repuestas (Arce et al., 2015; Baer y Miller, 2002; Strong et al., 1999). La disimulación tiene dos vertientes: ocultación/negación de síntomas clínicos, que se asocia negativamente con la asignación de la custodia, y la asunción de características positivas para el ejercicio de la guarda y custodia. Por ello, los sesgos de respuesta introducidos por los progenitores en disputa por la custodia en las evaluaciones pueden ser de direccionalidad contraria: asumir características que consideren positivas para la custodia y negar/ocultar las negativas.

Como consecuencia de todo ello, nos planteamos llevar a cabo una revisión meta-analítica con evaluaciones forenses (estudios de campo) para conocer, en contraste con la población normativa, el estado psicológico auto-informado por los padres y madres en disputa por la custodia de los hijos en las escalas clínicas (MMPI, MMPI-2) y reestructuradas (MMPI-2 y MMPI-2-RF). De los resultados meta-analíticos podremos dibujar los sesgos de respuesta en lo informado por los progenitores sobre el estado psicológico en las evaluaciones forenses.

Método

Búsqueda de estudios

Los estudios para el presente meta-análisis se recabaron a través de dos criterios: 1) búsqueda de estudios en las bases de datos de referencia científica (i.e., Scopus, Web of Science, PsycInfo) y en la base de tesis doctorales de Proquest Dissertations & Theses; y en el meta-buscador Google Scholar; y 2) revisión de la lista de referencias de otros meta-análisis y revisiones de evaluación forense con el MMPI (Hathaway y Mackinley, 1940), MMPI-2 (Butcher et al., 1989) y MMPI-2-RF (Ben-Porath y Tellegen, 2008/2011). Como descriptores en las búsquedas en bases de datos se partió de los meta-tags clinical scales, restructured clinical scales, child custody dispute, MMPI, MMPI-2, MMPI-2-RF, a los que se añadieron las palabras clave de los artículos seleccionados relacionadas con la temática objeto del estudio. Como unidad inicial de búsqueda se tomó todo el conjunto de información contenida en cada registro. El diagrama de flujo seguido en la búsqueda puede ver en la Figure 1. A los estudios cribados, se le aplicaron los siguientes criterios de inclusión:

  1. a) Que evaluaran a progenitores inmersos en un proceso de separación en disputa por la guarda y custodia de los hijos.

  2. b) Que evaluaran el ajuste psicológico de los progenitores en las escalas clínicas o reestructuradas del MMPI en cualquiera de sus versiones.

  3. c) Que proporcionaran los datos suficientes para el cálculo del tamaño del efecto (i.e., puntuación T en las escalas de medida, o media en puntuaciones directas del grupo experimental).

Figura 1 Diagrama de flujo del meta-análisis. 

De éstos se excluyeron aquellos estudios que respondían a diseños de simulación (criterio de exclusión), esto es, en los que los participantes eran instruidos para actuar como progenitores en procesos de separación en disputa por la guarda y custodia y estudios de campo con casos reales (diseños de prevalencia diferencial). No en vano, los sujetos de estudios con diseños de simulación no están igualmente motivados que los de estudios con sujetos en condiciones reales: no se implican del mismo modo en la tarea, de modo que los estudios con diseños de simulación (casos inventados de disputa por la guarda y custodia) que su validez es aparente (Konecni y Ebbesen, 1992), dando lugar a resultados diferentes a los estudios de campo (Fariña, Arce, y Real, 1994). Además, en los casos de diseños de simulación, todos los participantes responden bajo condiciones de instrucción de disimulación, en tanto en los de campo se estima que la disimulación afecta en torno a un tercio de los progenitores en disputa por la custodia de los hijos (Arce et al., 2015; Baer y Miller, 2002; Fariña, Arce, y Sotelo, 2010; Strong et al., 1999). En consecuencia, las evaluaciones de los estudios de campo y de simulación son diferentes y, por tanto, no pueden tomarse conjuntamente.

Codificación de los estudios primarios

Del total de 21 estudios primarios incluidos en el meta-análisis, 13 son artículos en revistas, 7 tesis doctorales y 1 estudio no publicado, de los que se calculó el tamaño del efecto en una o más escalas clínicas básicas o reestructuradas del MMPI. En total, se obtuvieron 291 tamaños del efecto, 34 para las escalas clínicas de Depresión (D) y Esquizofrenia (Sc); 33 para las escalas de Histeria (Hy), Desviación psicopática (Pd) y Paranoia (Pa); y 31 para las escalas de Hipocondría (Hs), Psicastenia (Pt), Hipomanía (Ma) e Introversión Social (Si). De las escalas clínicas reestructuradas (i.e., RCd, RC1, RC2, RC3, RC4, RC6, RC7, RC8 y RC9), sólo hallamos en la literatura un único estudio (Archer, Hagan, Mason, Handel, y Archer, 2012) que cumpliera los criterios de inclusión del meta-análisis (i.e., población de progenitores en disputa por la guarda y custodia). Una tabla con los datos y características de los estudios, que es demasiado grande para puede anexarse a este artículo, puede el investigador interesado obtenerla del autor de correspondencia.

Dos investigadores codificaron por separado (consistencia inter-codificadores) los estudios recabados en las siguientes categorías: 1) Referencia del estudio; 2) Tipo de trabajo (artículo, tesis doctoral, libro/capítulo, estudio no publicado); 3) características de la muestra (i.e., tamaño, género); 4) identificación de las escalas clínicas evaluadas; y 5) registro del tamaño del efecto o los datos necesarios para su cómputo. Posteriormente, pasada una semana cada codificador volvió a codificar la mitad de los estudios (consistencia intra-codificador). La evaluación de la consistencia, concordancia verdadera, esto es, corregida por la verificación de la exacta correspondencia en la codificación ( ; Fariña, Arce, y Novo, 2002), obtenida inter- e intra-codificador fue total ( =1). A su vez, estos mismos codificadores habían sido consistentes en otros estudios (es decir, en otros contextos; Fariña, Redondo, Seijo, Novo, y Arce, 2017). En suma, constatada la consistencia inter- e intra-codificador e inter-contextos, se confirma que la codificación es fidedigna (Wicker, 1975).

Análisis de datos

En la ejecución y presentación del meta-análisis se siguieron las recomendaciones de Rubio-Aparicio, Sánchez-Meca, Marín-Martínez y López-López (2018). Se utilizó una d de Cohen para el cálculo de los tamaños del efecto. Los estudios encontrados mostraban los datos de las evaluaciones tanto en puntuaciones directas como en puntuaciones T, comparadas con otros grupos de evaluación, con un grupo de control, o sin contraste con otros grupos. Por lo que las puntuaciones directas las transformamos en puntuaciones T a través de las puntuaciones medias y desviaciones de la población normativa de los manuales del MMPI, y extrajimos del resto de estudios las puntuaciones medias que ya aparecían computadas en puntuaciones T. Tras esto se procedió al cálculo de los tamaños del efecto de cada escala clínica de cada estudio. Para ello se calculó d por la fórmula de Glass ((Glass, 1976; Glass, McGaw, y Smith, 1981) siendo la media 50 y la desviación típica 10. Seguidamente, se ejecutó un meta-análisis de efectos aleatorios corrigiendo el tamaño del efecto por el error de muestreo y la falta de fiabilidad del criterio, procedimiento de Schmidt y Hunter (2015). En concreto se calcularon los estadísticos recomendados por Schmidt y Hunter (2015): tamaño del efecto ponderado por el error de muestreo (d w); desviación estándar de d (SD d); desviación estándar de d predicha por los errores artifactuales (SD pre); la desviación estándar de d tras eliminar la varianza debida a los errores artifactuales (SD res); el tamaño del efecto verdadero promedio, corregido por la falta de fiabilidad del criterio (δ); la desviación estándar de δ (SD δ); el porcentaje de varianza en d debida a los errores artifactuales (%Var); el intervalo de confianza al 95% de d (95% CI d ); 80%); y el intervalo de credibilidad al 80% de δ (80% CIδ). Si el intervalo de confianza no incluye el cero informa que el tamaño del efecto encontrado es significativo. Si el intervalo de credibilidad no pasa por cero significa que engloba el 80% de los potenciales estudios con la misma población de modo que por encima del límite inferior estarían el 90% del total de estudios. Si la varianza artifactual explica el grueso de la varianza, > 75% (regla del 75%; Hunter, Schmidt, y Jackson, 1982), entonces la varianza no explicada no es sistemática de modo que los resultados no estarían mediados por moderadores. Por el contrario de explicar menos del 75% procedería el estudio de moderadores. Todas las fórmulas de cálculo fueron tomadas de Schmidt y Hunter (2015). En las escalas clínicas reestructuradas, al contar con un único estudio sólo se pudo corregir el tamaño del efecto por la atenuación. La magnitud de los tamaños del efecto fue interpretada en las categorías de Cohen (1988): 0.20 (pequeño), 0.50 (moderado) y 0.80 (grande). Si bien el estudio de diferencias de medias es de alto valor para la derivación de implicaciones cara a la práctica forense, éste ha de complementarse con el estudio de casos para lo que Amado, Arce, y Herraiz (2015) recomiendan el uso de los estadísticos U o Cles y para la comparación del tamao del efecto entre dos moderadores el estadístico qc de Cohen (1988).

Fiabilidad del criterio

La fiabilidad del criterio para las escalas clínicas básicas fue tomada de la revisión de estudios de fiabilidad de Hunsley, Hanson y Parkeret (1988): Hs (k=70, α=.79), D (k=74, α=.81), Hy (k=70, α=.78), Pd (k=70, α=.71), Pa (k=70, α=.73), Pt (k=74, α=.84 ), Sc (k=73, α=.82), Ma (k=73, α=.71 ), y Si (k=41, α=.81), y para las escalas clínicas reestructuradas del manual norteamericano del MMPI-2-RF (el único estudio era de esa población).

Resultados

Outliers

Dado que estamos en un contexto en el que los participantes están expuestos a un estresor psicosocial (separación de pareja) que origina sintomatología clínica (Amato, 2010; APA, 2013), las puntuaciones elevadas no se deben interpretar como outliers puesto que pueden deberse a esta contingencia (relación causa-efecto) y tampoco puntuaciones bajas dado que es un contexto propio de disimulación, habiéndose encontrado que aproximadamente 1/3 de los progenitores en disputa por la custodia disimulan en sus respuestas. No obstante, los extremos y outliers de la distribución de los estudios de campo de progenitores en disputa por la guarda y custodia, deberían controlarse. No se encontró ningún estudio con valores extremos u outliers.

Ajuste psicológico

Los resultados (ver Tabla 1) revelan, para las escalas Hy, Pd y Pa, un tamaño del efecto verdadero promedio (δ) significativo (el intervalo de confianza no incluye el cero), positivo (los progenitores en litigio por la guarda y custodia informan de más síntomas en estas escalas que la población normativa), generalizable (el intervalo de credibilidad no incluye el cero), y de una magnitud entre pequeña y moderada (0.20 > d < 0.50). Por el contrario, en las escalas Pt, Sc, Ma y Si, encontramos un tamaño del efecto verdadero promedio (δ) significativo, negativo (los progenitores en litigio por la guarda y custodia informan de menos síntomas clínicos en estas escalas que la población normativa), y de una magnitud pequeña en la escala Ma (d = 0.20) y entre pequeña y moderada (0.20 > d < 0.50) en las escalas Pt y Sc, y moderada en la Escala Si (d = 0.50). Además, estos resultados en las escalas Ma y Si son generalizables a otros estudios y muestras de la misma población, pero no así en las escalas Pt y Sc. Por último, en las escalas Hs y D encontramos un tamaño del efecto promedio negativo y significativo. Ahora bien, la magnitud es menos que pequeña (d < 0.20), de modo que el percentil 50 (media) de los progenitores en litigio se correspondería (U3 = .53 y .52 en la escala Hs y D, respectivamente) con el percentil 53 y 52 de la población normativa, esto es, la magnitud del efecto es irrelevante. A su vez, este efecto no es generalizable a otros estudios de la población. En suma, prevalece la falta de efecto sobre la significatividad, que se sustenta en una N muy grande (favorece el error tipo I). Así pues, los progenitores no se desvían de la población normativa en lo informado en las escalas Hs y D.

Tabla 1 Resultados de los meta-análisis de progenitores en litigio por la guardia y custodia en las escalas clínicas. 

El porcentaje de varianza explicada por los errores artifactuales, < 75%, advierte de la incidencia de moderadores en el efecto en las escalas Hs, D, Hy, Pd, Pt, Sc y Si. También procederemos al estudio de moderadores en la escala Pa dado que cuando la varianza explicada por los errores artifactuales es del 100% se debe al error de muestreo de segundo orden, esto es, a que los estudios disponibles no están totalmente distribuidos al azar. El moderador que se ha estudiado (e informado en los estudios primarios) de forma sistemática en relación a la evaluación de progenitores en disputa por la custodia de los hijos es el género del progenitor.

Los resultados en las escalas clínicas reestructuradas, que son insuficientes para un estudio meta-analítico (k = 1), pero que se pueden corregir por atenuación, obtenidos fueron de un tamaño del efecto positivo y pequeño para la escala RC6 (δ = 0.28 y δ = 0.37, para padres y madres, respectivamente); negativo y pequeño en padres en la escala RC4 (δ = -0.18) ; negativo y moderado en las escalas Rc1 (δ = -0.73), Rc2 (δ = -0.48), Rc3 (δ = -0.65), Rc8 (δ = -0.49) y Rc9 (δ = -0.54), negativo y grande en las escalas Rcd (δ = -0.84) y Rc7 (δ =-1.04). Por su parte, en la población de madres hallamos un tamaño del efecto nulo en la escala Rc1 (δ = -0.03); negativo y moderado en las escalas Rcd (-0.47), Rc2 (δ = -0.53), Rc3 (-0.73), Rc4 (δ = -0.64), Rc7 (δ = -0-76) y Rc8 (δ = -0.46) y grande en Rc9 (δ = -0.95).

El género como moderador

Los resultados del estudio meta-analítico (ver Table 2) del género como moderador ponen de manifiesto que la población de padres informa de normalidad en hipocondriasis y depresión (el intervalo de confianza de d incluye el cero), de niveles inferiores a la normalidad en psicastenia, esquizofrenia e introversión social (límites superior e inferior del intervalo de confianza negativos), mientras que en histeria, desviación psicopática e ideación paranoide informan de niveles superiores a la normalidad (límites superior e inferior del intervalo de confianza positivos). Por su parte, las madres informan de normalidad en hipocondriasis; de niveles superiores a la normalidad en histeria, desviación psicopática y paranoia; e inferiores en depresión, psicastenia, esquizofrenia e introversión social. Comparativamente, no hay diferencias (los intervalos de confianza para d se superponen en todas las dimensiones y en todas las comparaciones qc resultó no significativo) entre padres y madres en los autoinformes en las dimensiones clínicas, esto es, el ajuste psicológico.

Tabla 2 Resultados de los meta-análisis de progenitores en litigio por la guardia y custodia en las escalas clínicas para el moderador `género del progenitor´. 

Discusión

Los resultados de este meta-análisis han de analizarse a la luz de unas limitaciones en el alcance de la generalización que han de tenerse presentes. Primera, los resultados no se pueden generalizar a los obtenidos en estudios con diseños de simulación. De facto, se ha encontrado que los estudios de simulación en el ámbito de la psicología forense difieren significativamente de los de campo en los resultados (Amado, Arce, Fariña, y Vilariño, 2016; Fariña et al., 1994) de modo que su validez es aparente (Konecni y Ebbesen, 1992). Segunda, los resultados están basados en el contraste de los progenitores con la población normativa y con baremos para hombres y mujeres por lo que con los contrastes con los grupos control de los estudios primarios daría resultados ligeramente diferentes (los grupos control conllevan sesgos de la normalidad), al igual que si no se toman baremos para hombres y mujeres (con baremos sin género las mujeres saldrían con más sintomatología y los varones con menos). Tercera, en los meta-análisis en los que el intervalo de credibilidad incluye el cero (escalas Hs, D, Pt y Sc), los resultados del tamaño del efecto, aunque sea significativo, no es generalizable a todas las condiciones ya que existen moderadores de la relación con los que se podrían hallar resultados de signo contrario. Cuarta, la instrumentación psicométrica no diagnostica, limitándose a proporcionar impresiones diagnósticas que han de ser verificadas con la entrevista clínica.

Con estas salvaguardas en mente, de los anteriores resultados se desprenden las siguientes conclusiones. Primera, los progenitores en disputa por la guarda y custodia informan sistemáticamente de diferencias de la normalidad (población normativa) en el ajuste psicológico. Ahora bien, no en todas las dimensiones la importancia de la desviación de la normalidad informada es relevante. Así, los tamaños del efecto son más que pequeños (δ < .20) en hipocondría y depresión y con una probabilidad de clasificación como caso clínico (U2) de .013 y .012 en hipocondría y depresión, tasas inferiores a las de la población general (entre .05 y .07 (trastorno de síntomas somáticos) y .013 y .10 (trastorno de ansiedad por enfermedad) en hipocondría, y en torno al .07 en depresión no crónica) (APA, 2013). Segunda, el informe de prácticamente normalidad en depresión e hipocondría es un indicador de ocultación de síntomas ya que la ruptura de pareja lleva aparejados efectos negativos en la depresión e hipocondría (Afifi et al., 2006; Amato, 2010; APA, 2013; Blanco et al., 2017; Bourassa et al., 2017; Seijo et al., 2016; Zella, 2017). En suma, en estas dos dimensiones los progenitores en disputa por la guarda y custodia ocultan (disimulan) sintomatología clínica depresiva y síntomas somáticos y de ansiedad por enfermedad (la hipocondría pasó a denominarse trastorno de síntomas somáticos y trastorno de ansiedad por enfermedad en el DSM-5). Tercera, la tendencia de la desviación informada de la normalidad no es sistemática, es decir, en unas dimensiones los progenitores en disputa por la custodia informan de niveles superiores de desajuste psicológico, en tanto en otras de ajuste. Cuarta, en las dimensiones clínicas histeria (Hy), desviación psicopática (Pd) y paranoia (Pa) los progenitores en disputa por la custodia de los hijos informan de un desajuste significativo que, en términos de significación clínica, se asocia a un incremento en la tasa de clasificación como un caso de histeria, desviación psicopática y paranoia del 9, 7.1 y 9.5%. Puntuaciones elevadas en estas dimensiones de personalidad se han atribuido al estrés asociado con la separación y la disputa por la custodia, y a alta conflictividad conyugal (Bathurst, Gottfried, y Gottfried, 1997; Ellis, 2012). Desde una óptica de las cogniciones de los progenitores, puntuaciones elevadas en histeria advierten de la negación de cualquier problema y de que no informan de los problemas psicológicos (Graham, 2011). Asimismo, puntuaciones elevadas en desviación psicopática están relacionadas con conflictos interpersonales, tal como el que están sosteniendo en el juzgado con su expareja por la guarda y custodia de los hijos (la escala correlaciona positiva y significativamente con la pérdida del amor familiar; Graham, Ben-Porath, y McNulty, 1999), con relaciones familiares tormentosas y problemas de pareja (Pope, Butcher, y Seelen, 2000). No en vano, las subescalas Harris-Lingoes incluyen ‘problemas familiares' (9 ítems, que miden el desacuerdo familiar) y ‘alienación social (13 ítems, que miden el sentimiento de que los demás no le entienden, lamento de cosas que han hecho, que la tienen tomada con ellos). Estas cogniciones (alienación social) y la problemática familiar conflictiva (problemas familiares) son características de las disputas entre padres por la custodia de los hijos. De ahí que se encuentren puntuaciones moderadamente elevadas en esta escala, sin que, por ello, estén sujetas a un sesgo consciente de respuesta. Estas elevaciones vuelven a la normalidad cuando el conflicto desaparece (Greene, 2011). Del mismo modo, puntuaciones elevadas en paranoia se pueden explicar cómo una realidad (los sujetos realmente se sienten perseguidos, que se está conspirando contra ellos, odiados), no siendo una alucinación persecutoria (alucinaciones persecutorias y percepción persecutoria no son equivalentes. implicando la primera psicopatología y comorbilidad, y la segundo no; Senín-Calderón, Rodríguez-Testal, y Perona-Garcelán, 2016), que es el objeto central de la medida de la escala (la escala Harris-Lingoes Pa1, 17 ítems, mide ideas de persecución cuando, en los casos de disputa por la guarda y custodia, los progenitores se sienten perseguidos o que se conspira contra ellos con evidencias de ello, tal como denuncias; Ellis, 2000). Asimismo, la asunción de un rasgo patológico ‘ideas persecutorias' implica que éstas han de ser infundadas, por lo que sería un error de medida debido al método concluir tales sistemáticamente (Arce, Fariña, y Vilariño, 2015). Además, la escala Harris-Lingoes Pa2 (hipersensibilidad) expresa alto nerviosismo, sensibilidad intensa a la crítica, sentimientos de soledad e incomprensión, que también es propio de un contexto de separación y disputa por la custodia de los hijos; y la Pa3 (ingenuidad) apunta que el progenitor niega desconfianza y hostilidad (negación de síntomas que es propio de este contexto de evaluación dado que la sintomatología clínica se asocia con déficits para ejercer la guarda y custodia) y afirma que participa de unos altos estándares morales, que es confiado, generoso, altruista, honesto y con actitudes muy optimistas sobre otra gente (simulación positiva, que se sospecha en este contexto de evaluación). No en vano, la escala Pa3 correlaciona positivamente con las escalas de medida de la disimulación K y S (Superlativa), en tanto que con Pa1 y Pa2, negativamente (Nichols, 2011). En consecuencia, un progenitor puede obtener puntuaciones altas y que incluso lo clasifiquen como caso clínico sin que haya asumido ítems de ideación paranoide o bizarra (Ellis, 2000). En suma, la hipótesis de disimulación (esto es, ocultación de sintomatología clínica porque se espera que los progenitores asocien a menos probabilidades de obtener la guarda y custodia de los hijos) es selectiva, siendo lo informado en estas dimensiones, contrariamente a la hipótesis de sospecha general de disimulación, mayor que la población normal. Quinta, en las escalas clínicas psicastenia (Pt), esquizofrenia (Sc), hipomanía (Ma) e introversión social (Si) los progenitores en disputa por la custodia de los hijos obtienen puntuaciones significativamente inferiores a la población normativa, con una tasa de clasificación como casos marcadamente inferiores del 6.2, 6.6, 3.4 y 10.4% para Pt, Sc, Ma y Si, respectivamente. Sucintamente, estos padres no sólo niegan sintomatología en estas dimensiones, que es contraproducente para su interés en obtener la guarda y custodia de los hijos, sino que se presentan en términos positivos (Graham, 2011): seguros y a gusto consigo mismos, emocionalmente estables, persistentes, capaces y orientados al éxito (baja psicastenia); convencional y realista (baja esquizofrenia); formales, fiables, maduros y atentos (baja hipomanía); y extrovertidos y socialmente dispuestos (baja introversión social). Así pues, en estas dimensiones combinan las dos estrategias de disimulación: negación de sintomatología clínica adversa y asunción de características positivas para el ejercicio de la guarda y custodia. Sexta, padres y madres en disputa por la guarda y custodia informan de un ajuste psicológico similar. Séptima, aunque se asume una correspondencia tácita entre las escalas restructuradas y las clínicas, no se dispone de suficiente evidencia para concluir en relación a las reestructuradas.

Para la práctica forense se derivan dos implicaciones que el forense ha de tener presente en la evaluación. Primera, la población de progenitores (no todos) oculta sintomatología clínica de relevancia para el ejercicio de la guarda y custodia. Por ello el forense ha de sospechar ésta y aplicar técnicas que posibiliten su clasificación.

La futura investigación debería orientarse a la búsqueda de los moderadores de las desviaciones de la normalidad (población normativa) autoinformadas en el ajuste psicológico, ya que el género de los progenitores no ejerce como tal y los resultados advierten de moderadores que median los efectos de la relación. Para ello, los estudios primarios han de identificar potenciales variables moderadores del efecto, tal como la conflictividad judicial o los dominios en los que se encontraron los daños asociados a la separación (Amato, 2010). Asimismo, son necesarios más estudios de campo para conocer el estado auto-informado por los progenitores en litigio por la custodia en las escalas reestructuradas.

Financiación

Esta investigación fue financiada, en parte, con un proyecto del Ministerio de Economía y Competitividad de España de referencia (PSI2017-87278-R).

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Recibido: 26 de Julio de 2018; Revisado: 21 de Agosto de 2018; Aprobado: 01 de Noviembre de 2018

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